Ocena wiarygodności zapisów metrykalnych Alicja Drozd-Lipińska, Arkadiusz Bartczak, Tomasz Dziki
Rejestracja zdarzeń liturgicznych w parafiach, sformalizowana m.in. nakazami synodów10, stanowi doskonałe źródło danych, które mogą być wykorzystywa-ne w badaniach uwarunkowań stanu i dynamiki biologiczwykorzystywa-nej populacji histo-rycznych. Źródłem danych biodemograficznych, jakie zostały wykorzystane w niniejszym opracowaniu, były przede wszystkim zapisy metrykalne z lat 1815–1914, zdeponowane we wspomnianym wyżej Archiwum Państwowym w Toruniu, Oddział we Włocławku. Dotyczyły one ludności katolickiej zamiesz-kującej parafię Kowal, położoną we wschodniej części Kujaw, w centralnej Pol-sce. Księgi zawierają informacje o urodzeniach, małżeństwach i zgonach, które wydarzyły się w 35 miejscowościach ówczesnej parafii. Napisano je odręcznie w języku polskim, a od 1868 r. przede wszystkim w języku rosyjskim. Prowa-dzono je w sposób skrupulatny, z dużą dbałością o czytelność zapisu. Wszystkie informacje zestawione były w układzie miesięcznym. Zasób obejmował rów-nolegle zachowane trzy serie danych, dotyczących 21 207 chrztów, 13 576
zgo-10 Rejestracja metrykalna w Kościele rzymskokatolickim prowadzona była w Eu-ropie Zachodniej od połowy XVI w., jakkolwiek obowiązek powszechnego zapisywa-nia ślubów i pogrzebów wprowadziły dopiero ustalezapisywa-nia soboru trydenckiego z 1563 r.
Pierwsze wzmianki o konieczności rejestracji małżeństw w polskiej diecezji zostały zawarte w statutach diecezji krakowskiej w 1459 r. Szerzej zob. A. Budnik, Uwarunko-wania stanu i dynamiki biologicznej populacji kaszubskich w Polsce: studium antropolo-giczne, Antropologia 22, Wydawnictwo Naukowe UAM, Poznań 2005; C. Kuklo, Demo-grafia…; P. Rachwał, Ruch naturalny ludności rzymskokatolickiej w Lubelskim w świetle rejestracji metrykalnej z lat 1582–1900, Wydawnictwo KUL, Lublin 2019.
redakcja Alicja Drozd-Lipińska • Toruń 2021
nów i 4161 małżeństw, które zarejestrowano w parafii w analizowanym w ni-niejszym opracowaniu okresie (por. tabela I).
Zgodnie z wytycznymi dla poszczególnych diecezji obowiązek powszechnej rejestracji ślubów i chrztów w Polsce nałożono na parafie od końca lat 70. XVI w.
Kolejne zarządzenia kodyfikowały ich treść, a sposób zapisu nadzorowano, o czym świadczą m.in. informacje na temat stanu zachowania i sposobu prowa-dzenia ksiąg, zamieszczane w opisach wizytacji parafialnych. Zwracano uwagę na konieczność rzetelnego zapisu, któremu miała pomagać numeracja – zarów-no kolejnych zdarzeń, jak i stron księgi, jak też na odpowiednie zabezpieczenie akt parafialnych11. Właściwa i rzetelna rejestracja metrykalna cenna była tak-że dla władz państwowych, wykorzystujących zapisy m.in. w sprawach o usta-lenie legalności małżeństwa lub prawa do dziedziczenia, co spowodowało, że sejm konwokacyjny w 1764 r. nadał księgom chrztu status ksiąg publicznych, a Sejm Wielki w 1789 r. nakazał proboszczom sporządzanie odpisów metryk ślubów, chrztów i pogrzebów, następnie zaś odsyłanie ich do właściwych komi-sji porządkowych cywilno-wojskowych. Kolejne rozbiory spowodowały, że na ziemiach Rzeczpospolitej, będącej pod jurysdykcją trzech państw zaborczych, wprowadzono, także w odniesieniu do metrykaliów, różne regulacje praw-ne. Władze rosyjskie zwracały uwagę przede wszystkim na zapisy dotyczące małżeństw różnowierców. Stąd też związki takie miały być zawierane zgod-nie z wyznazgod-niem nupturientki, córki winno się wychowywać w wierze mat-ki, synów zaś w wierze ojca. Na początku XIX w. zalecano już chrzczenie dzie-ci jedynie w wierze ojca. Wprowadzenie w Księstwie Warszawskim wydanego w 1804 r. Kodeksu cywilnego Napoleona doprowadziło do oficjalnego nomi-nowania duchownych na urzędników stanu cywilnego, zaszła też konieczność prowadzenia aktów w postaci unikatów (zostawały w parafii) i duplikatów (przesyłanych systematycznie do archiwum sądu pokoju). Od 1810 r. zapisy miały być sporządzane po polsku, ciągłym tekstem. Każda z ksiąg winna koń-czyć się protokołem zamknięcia oraz indeksem, gdzie w alfabetycznej kolejno-ści odnotowano imiona i nazwiska osób, których dotyczył obrzęd. Akty miały zawierać informacje o miejscu, dokładnej dacie i godzinie jego sporządzenia
11 M.in. zarządzenia synodu żmudzkiego w 1742 r. polecały przesyłać stare metry-ki kościelne do archiwum diecezjalnego, a arcybiskup lwowsmetry-ki Wacław Hieronim Sie-rakowski w 1761 i 1765 r. nakazywał sporządzanie odpisów metryk chrztu, które win-ny zostać odsyłane do kurii; por. C. Kuklo, Demografia…; P. Rachwał, Ruch naturalwin-ny…
oraz o autorze wpisu, jak też być podpisane przez osoby je sporządzające oraz świadków, a w przypadku zgłoszenia urodzin – także ojca dziecka. W treści aktu chrztu przywoływano personalia i wiek rodziców, imię, miejsce i datę urodzenia dziecka oraz godność świadków. W księdze ślubów odnotowywano imię, nazwisko, wiek, stan cywilny i miejsce zamieszkania nupturientów oraz analogiczne informacje dotyczące świadków, jak też – do 1825 r. – zapowiedzi.
Zgłoszenie zgonu zawierało informacje o zmarłym (imię, nazwisko, wiek, za-wód, miejsce zamieszkania, ewentualnie także dane bliskich, których pozosta-wił) oraz personalia osób zgłaszających jego śmierć. Wraz z utworzeniem Kró-lestwa Polskiego organem zwierzchnim, któremu podlegała rejestracja ruchu naturalnego, był Wydział Komisji Rządowej i Sprawiedliwości. Regulacje praw-ne dotyczące sposobów prowadzenia ksiąg metrykalnych zawarto w Kodek-sie cywilnym Królestwa Polskiego z 1825 r. i Prawie o małżeństwie z 1836 r., a uzupełniano kolejnymi postanowieniami. Akta stanu cywilnego zostały zgodnie z odnośnymi przepisami połączone z metrykami kościelnymi. Księgi sporządzano w dwóch egzemplarzach – przechowywane w parafii zawierały wpisy aż do zapełnienia całości woluminu, przy czym w każdym z tomów znaj-dowały się informacje wyłącznie o jednym typie zdarzeń; w duplikatach odno-towywano wszystkie zapisy obejmujące 24 miesiące, a następnie księgę prze-kazywano do archiwum hipotecznego właściwego sądu pokoju12.
Od 1868 r., zgodnie z postanowieniem Komitetu Urządzającego, zapisy me-trykalne musiały być sporządzane w języku rosyjskim oraz numerowane po-dwójną datacją (według kalendarza zarówno gregoriańskiego, jak i juliań-skiego). Dodatkowo imiona i nazwiska urodzonych, zmarłych lub ślubujących, a często także osób towarzyszących w uroczystości zapisywano dwukrotnie – i po rosyjsku, i – w nawiasie – po polsku. Kolejne rozporządzenia i postano-wienia (m.in. postanowienie Komitetu Urządzającego z 19 maja 1868 r. i Prawo o małżeństwie z 1836 r.) szczegółowo regulowały treści aktów, maksymalny czas, jaki mógł upłynąć od zdarzenia do jego odnotowania w księgach, czy np. – jak w przypadku ślubu – warunki umożliwiające jego zawarcie (w tym określo-ny wiek nupturientów i miejsce obrzędu). Kontrolę prawidłowości prowadze-nia ksiąg przeprowadzano regularnie w trakcie wizytacji parafialnych13.
12 C. Kuklo, Demografia…; P. Rachwał, Ruch naturalny…
13 C. Kuklo, Demografia…; P. Rachwał, Ruch naturalny…
Zapisy w księgach metrykalnych parafii Kowal następowały zgodnie z przy-wołanymi wyżej zaleceniami, konsekwentnie w porządku chronologicznym (ryc. 3–5). Zgłoszenia dokonywano najczęściej do kilku dni po zdarzeniu. W la-tach 1815–1914 nie zauważono przerw w prowadzonej rejestracji. Większe opóźnienia (zazwyczaj do tygodnia) w zgłaszaniu zdarzeń zaobserwowano przede wszystkim w miesiącach zimowych, co mogło być spowodowane trud-nością w dotarciu do kancelarii z odleglejszych miejsc parafii. Ciekawą sytu-ację odnotowano w 1851 r., kiedy w księdze chrztów poświadczona została pra-wość urodzenia trójki dzieci z jednej rodziny, które przyszły na świat kolejno w 1835, 1842 i 1845 r. w Warszawie14. W kilkunastu przypadkach zgłoszono jedynie zgon, nie rejestrując faktu urodzenia. Dotyczyło to dzieci, które prze-żyły kilka–kilkadziesiąt godzin od porodu (m.in. dziewczynka zmarła po 2 go-dzinach w grudniu 1823 r.; chłopiec zmarły tuż po narogo-dzinach we wrześniu 1824 r.; chłopiec zmarły po 6 godzinach w lutym 1840 r.)15. W księgach zgo-nów dokładnego wieku zmarłego nie zanotowano jedynie w 0,58% przypad-ków (81 aktów), przy czym w 0,8‰ (11 aktów) w tekście znalazł się zapis, że była to osoba dorosła, w 0,5‰ (7 aktów) informacja dotyczyła zmarłego dziec-ka. Należy przy tym pamiętać, że wiek, zwłaszcza w odniesieniu do zmarłych, był deklarowany przez osoby zawiadamiające o zdarzeniu lub po prostu usta-lany na podstawie oceny księdza dokonującego zapisu, nieweryfikowany me-tryką urodzenia. Zestawienie informacji z ksiąg chrztów i zgonów wskazuje, że największe rozbieżności (do kilkunastu lat) dotyczyły osób zmarłych w wieku 70 lat i starszych, natomiast w przypadku dzieci zmarłych poniżej 1. roku wiek rzeczywisty i wiek deklarowany były zbliżone, a w wielu przypadkach pokry-wały się.
14 Zapisy metrykalne z parafii Kowal zostały przeliczone z rozbiciem na poszcze-gólne miejscowości. W toku dalszego opracowania z analiz wyłączono zapisy spoza pa-rafii macierzystej (tabela II), jak też akty informujące o uznaniu (5 aktów – lata 1815, 1816, 1823, 1860, 1866) i zaprzeczeniu (1 akt – 1816 r.) ojcostwa lub o przysposobieniu (1 akt – 1846 r.), które niejako stanowiły zdublowanie zapisu dotyczącego zgłoszone-go wcześniej dziecka. Do bazy danych nie włączono także 167 urodzeń, 66 małżeństw i 112 zgonów ludności żydowskiej, które zostały wpisane do ksiąg parafii katolickiej w Kowalu w latach 1822–1834.
15 Zasadność powyższych uwag zweryfikowano w trakcie procesu rekonstrukcji rodzin, prowadzonego na podstawie danych dotyczących mieszkańców parafii kowal-skiej, pozyskanych z ksiąg parafialnych z lat 1809–1919. Będzie to jednak przedmiotem odrębnego opracowania.
Ryc. 5. Przykładowa metryka zgonu z parafii w Kowalu (1886 r.)
Jedynie przy 22 zejściach, jakie nastąpiły w parafii, oraz aż 12, które zdarzyły się w miejscowościach do niej nienależących16, odnotowano ich przyczynę. Naj-częściej stwierdzona została śmierć kobiet w okresie poporodowym („w po-łogu” – 9 przypadków), inne przykłady dotyczyły gwałtownego zakończenia życia (utopienie, uderzenie kołem młyńskim, powieszenie, „apopleksja”, w wy-niku wypadku lub pobicia, „w płomieniach”, „przypadkiem”, śmierć nagła). Na przestrzeni 100 lat jedynie 3 sytuacje opatrzono dopiskiem „cholera” lub „zgon w szpitalu cholerycznym”.
Do braków i nierzetelności w prowadzonej rejestracji mogło doprowadzić wiele czynników. Pracochłonne pisanie aktu metrykalnego z uwzględnieniem skodyfikowanych zasad, jakimi był on obwarowany (zwłaszcza w sytuacji na-głego zwiększenia liczby aktów – choćby wtedy, kiedy na skutek epidemii la-winowo wzrosła dzienna liczba zgonów), zdarzenia losowe, które dotykały zarówno księży, jak i parafian zgłaszających zdarzenie (w tym trudności z do-tarciem do kościoła parafialnego z odleglejszych części parafii) czy wreszcie niechęć do uiszczania opłaty związanej z rejestracją zdarzenia stanowią tyl-ko kilka przykładów sytuacji, które wpływały na stan i tyl-kompletność zapisów.
Ponadto nie były one z założenia prowadzone na potrzeby badań naukowych.
16 Por. przypis 14.
Stąd potrzeba weryfikacji rzetelności ksiąg, która winna poprzedzać kolejne procedury badawcze. Przyjmując, że jak w przypadku większości rejestrów metrykalnych, tak i w przypadku parafii Kowal liczba odnotowanych zdarzeń jest niższa od faktycznej, wiarygodność zapisów zweryfikowano za pomocą odpowiednich mierników demograficznych17.
Zgodnie ze wskazówkami zawartymi w literaturze18 sprawdzono wskaźni-ki ilorazowe, pokazujące stosunwskaźni-ki liczby urodzeń żywych do liczby małżeństw (U/M) oraz liczby zgonów do liczby małżeństw (Z/M). Skontrolowano także od-setek płci, zakładając, że rzetelność zapisów potwierdza proporcja wynosząca 105–108 żywo urodzonych chłopców na 100 dziewcząt (tabela 1). Powszech-nie przyjmuje się, że w parafiach typu wiejskiego w badanym okresie wskaź-nik U/M powinien oscylować wokół wartości 4,5–5. Zauważa się przy tym, że specyfika parafii (wielkość i charakter ośrodka) wpływa znacząco na uzyska-ny wynik, wartości U/M niższe niż 4 nie muszą oznaczać wykluczenia parafii z dalszych analiz, a wysokie wskaźniki są charakterystyczne dla parafii wiej-skich19. W badanej parafii wskaźnik dla całego okresu (1815–1914) osiągnął wartość 5,10. W kolejnych podokresach, w których rozpatrywano dynami-kę biologiczną populacji kowalskiej (por. rozdział 3), mieścił się w przedziale 4,22–6,35, przy czym najmniej chrztów w przeliczeniu na małżeństwo przy-padało na dotknięty przez liczne epidemie cholery okres 1841–1859, najwię-cej zaś w latach 1895–1914, co mogło wiązać się ze wzrostem mobilności
lu-17 I. Gieysztorowa, Badania demograficzne na podstawie metryk parafialnych, Kwar-talnik Historii Kultury Materialnej, 10, 1962, 1–2, s. 103–121; taż, Wstęp…; Z. Sułow-ski, O właściwą metodę wykorzystywania metryk kościelnych dla badań demograficznych, Kwartalnik Historii Kultury Materialnej, 10, 1962, 1–2, s. 81–10; B. Kaczmarski, Ocena spisów ludności na Śląsku z I połowy XIX wieku, Przeszłość Demograficzna Polski, t. 1, 1967, s. 33–63; A. Budnik, Uwarunkowania…; S. Borowski, Aspekty metodologiczne ba-dań statystyczno-demograficznych, Klasycy Nauki Poznańskiej, 40, Poznańskie Towa-rzystwo Przyjaciół Nauk, Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu, Poznań 2009; C. Ku-klo, Demografia…
18 I. Gieysztorowa, Badania…; taż, Wstęp…; Z. Sułowski, O właściwą…; A. Budnik, Uwarunkowania…; P. Rachwał, Ruch naturalny…
19 I. Gieysztorowa, Trudne początki statystyki Królestwa Polskiego, Przeszłość De-mograficzna Polski, 14, 1983, s. 29–40; T. Ładogórski, Odpowiedź Pani Irenie Gieyszto-rowej, Przeszłość Demograficzna Polski, 7, 1975, s. 35–310; J. Paradysz, Współczesna demografia regionalna i kilka wniosków z niej płynących dla innych badań w mikroskali, Przeszłość Demograficzna Polski, 26, 2005, s. 167–189.
dzi w tym czasie i faktem napływu do parafii nowych przybyszów. Otrzymane wyniki nie odbiegały znacząco od wskaźników uzyskiwanych dla innych dzie-więtnastowiecznych ośrodków, w których często najniższe wartości również obserwowano w okresach epidemii lub konfliktów zbrojnych20.
Liczba pogrzebów w przeliczeniu na małżeństwa w całym badanym okre-sie wyniosła 3,26. W kolejnych przedziałach czasu oscylowała pomiędzy 2,17 (w latach 1815–1823) a 3,74 (w latach 1881–1894). Wartość wyliczona dla naj-wcześniejszego analizowanego podokresu odbiegała nieco od przedziału 2,5– 4, przyjętego w literaturze za potwierdzający rzetelność prowadzonych zapi-sów21, co może sugerować zaniżenie faktycznej liczby zgonów w tym czasie.
Współczynnik maskulinizacji, wyrażony w przeliczeniu na 100 dziewczy-nek, dla lat 1815–1914 potwierdza zasadę przewagi urodzeń noworodków płci męskiej. W żadnym z analizowanych podokresów nie spada poniżej 100, nie-mniej jego bardzo wysokie wartości dla przedziału 1815–1823 mogą świad-czyć o zaniżonej liczbie zapisów dotyczących chrztów dziewczynek. Wyniki otrzymane dla późniejszych podokresów mogą sugerować niewielkie braki w rejestracji niemowląt płci męskiej. Niewykluczone jednak, że na wyniki – przy niezbyt dużej liczebności próby, jaka brana jest pod uwagę w trakcie
roz-20 M.in. parafie toruńskie w latach 1793–1914: pw. św. Janów – 3–4,7; pw. św. Jaku-ba – 3,7–6,1; pw. Najświętszej Marii Panny – 4,5–8,6; ludność katolicka Poznania w la-tach 1846–1855 – 5,5; parafie poznańskie w lala-tach 1855–1874: pw. św. Małgorzaty – 4,5; pw. św. Marii Magdaleny – 4,6; pw. św. Krzyża – 4,4; Poznań – 5,5; parafie ludności rzymskokatolickiej w Lubelskiem w latach 1811–1900: Czerniejów – 3,8–5,3; Bychawka – 3,8–5,8; Bochotnica – 4,2–6,7; Dys – 4,1–6,6; Kamionka 3,8–5,7; Wąwolnica – 3,8– 5,5;
Kaszubi z Jastarni i Kuźnicy w latach 1875–1914 – 4,0–7,1; por. M. Kędelski, Stosunki lud-nościowe w latach 1815–1918, [w:] Dzieje Poznania 1793–1918, 2, red. J. Topolski, L. Trze-ciakowski, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa–Poznań 1994, s. 222–270; A. Bud-nik, Uwarunkowania…; G. Liczbińska, Umieralność i jej uwarunkowania wśród katolickiej i ewangelickiej ludności historycznego Poznania, Biblioteka Telgete, Poznań 2009; A. Zie-lińska, Przemiany struktur demograficznych w Toruniu w XIX w. i na początku XX wieku, Toruń 2012; P. Rachwał, Ruch naturalny…
21 M.in. populacje kaszubskie z XIX i początku XX w. – 2,6–3,2; parafie ludności rzymskokatolickiej w Lubelskiem (obliczenia własne na podstawie P. Rachwał, Ruch na-turalny…): Baranów (lata 1811–1900) – 3,2; Bochotnica (lata 1728–1900) – 3,2; Karcz-miska (lata 1783–1900) – 3,5; parafie poznańskie (lata 1855–1874): pw. św. Małgorzaty – 5,0; pw. św. Marii Magdaleny – 5,4; pw. św. Krzyża – 3,5; Poznań – 3,0; Kaszubi z Ja-starni i Kuźnicy w latach 1875–1914 – 2,6–4,0; por. Z. Sułowski, O właściwą…; A. Budnik, Uwarunkowania…; G. Liczbińska, Umieralność…; P. Rachwał, Ruch naturalny…
patrywania krótszych przedziałów czasowych – wpłynęły losowe wahania liczby urodzeń dzieci danej płci22.
Tabela 1. Współczynniki urodzeń do małżeństw (U/M), zgonów do małżeństw (Z/M) oraz proporcja płci (liczba chłopców na 100 dziewcząt) na podstawie rejestracji
w badanych księgach metrykalnych
Populacja U/M Z/M Proporcja płci
1815–1914 5,10 3,26 102
1815–1823 4,57 2,17 116
1824–1840 4,34 3,25 100
1841–1859 4,22 3,65 102
1860–1880 5,17 2,66 100
1881–1894 5,28 3,74 101
1895–1914 6,35 3,59 104
Ź r ó d ł o: obliczenia własne.
Przyjąwszy, że uzyskana w ten sposób ocena kompletności zapisów, jakkolwiek prosta, może być zawodna, co potwierdziły m.in. badania prowadzone w para-fii bejskiej23, wiarygodność rejestracji historycznych zweryfikowano kolejno poprzez sprawdzenie odsetka zgonów noworodków i częstości urodzeń mar-twych oraz przy użyciu modelu Bourgeois-Pichata24. Założono także, że ewen-tualne doszacowanie brakującej liczby zmarłych dzieci będzie możliwe przy
22 Otrzymane wyniki nie odbiegają drastycznie od obliczeń dokonywanych dla po-pulacji, dla których ostatecznie przyjęto względną wiarygodność i kompletność zapi-sów metrykalnych – są to chociażby parafie w Lubelskiem, dla których stosunek zgo-nów do małżeństw oscylował w przedziałach 99,9–113,5; por. P. Rachwał, Ruch natu-ralny…
23 E. Piasecki, Ludność parafii bejskiej (woj. kieleckie) w świetle ksiąg metrykalnych z XVIII–XX w. Studium demograficzne, Państwowe Wydawnictwo Naukowe, Warszawa–
–Wrocław 1990.
24 B. Ogórek, Populacja Krakowa w kontekście długofalowych procesów demograficz-nych na przełomie XIX i XX wieku, Przeszłość Demograficzna Polski, 32, 2013, s. 25–87;
tenże, Model Bourgeois-Pichata w badaniach demograficzno-historycznych, Przeszłość Demograficzna Polski, 38 (4), 2016, s. 136–146; P. Rachwał, Ruch naturalny…
27
wykorzystaniu rozkładu wymieralności osób dorosłych, zgodnie z metody-ką stosowaną w przypadku analiz biodemograficznych materiałów szkieleto-wych, pochodzących z cmentarzysk pradziejowych i historycznych (tabele 2–4, IV–X; ryc. 6–12)25.
Częstość zgonów w wieku przedreprodukcyjnym obliczana jest zgodnie z formułą26:
d0−14,9 = 1 – [2R0 : (Rpot ×Uc)],
gdzie: R0 – współczynnik reprodukcji netto, Uc – liczba dzieci przypadająca na osobę o zakończonej reprodukcji, Rpot – współczynnik reprodukcji potencjalnej brutto.
Szacunków dotyczących brakującej liczby zgonów dzieci dokonano zatem przy użyciu wzorów:
d0−x = 1 – [2R0 : (R′pot ×Uc)], oraz
dla dzieci zmarłych przed osiągnięciem 1. roku życia:
zawodna, co potwierdziły m.in. badania prowadzone w parafii bejskiej23 , wiarygodność rejestracji historycznych zweryfikowano kolejno poprzez sprawdzenie odsetka zgonów noworodków i częstości urodzeń martwych oraz przy użyciu modelu Bourgeois-Pichata24. Założono także, że ewentualne doszacowanie brakującej liczby zmarłych dzieci będzie możliwe przy wykorzystaniu rozkładu wymieralności osób dorosłych, zgodnie z metodyką stosowaną w przypadku analiz biodemograficznych materiałów szkieletowych, pochodzących z cmentarzysk pradziejowych i historycznych (tabele 2-4, IV–X;
ryc. 6-12)25.
Częstość zgonów w wieku przedreprodukcyjnym obliczana jest zgodnie z formułą26:
d0−14,9 = 1 – [2R0 : (Rpot Uc)],
gdzie: R0 – współczynnik reprodukcji netto, Uc – liczba dzieci przypadająca na osobę o zakończonej reprodukcji, Rpot – współczynnik reprodukcji potencjalnej brutto.
Szacunków dotyczących brakującej liczby zgonów dzieci dokonano zatem przy użyciu wzorów:
d0−x = 1 – [2R0 : (R′pot Uc)], oraz
dla dzieci zmarłych przed osiągnięciem 1. roku życia:
R′pot 1−x = 1 – ∑���� dx sx,
dla dzieci przed osiągnięciem 5 roku życia:
R′pot 5−x = 1 – ∑���� dx sx.
Parametr d0–x oznacza frakcję zgonów do 1. (d0–1) lub do 5 roku życia (d0–5), natomiast ω – wiek najstarszego osobnika w grupie. Założono zastojowy stan populacji, przyjmując, że R0 = 1. Wartości Uc ustalono arbitralnie jako liczby zbliżone do wartości odtworzonych na tablicach wymieralności skonstruowanych na podstawie danych surowych, niedające jednocześnie niższych szacunków niż faktycznie zaobserwowane. Wartości parametru sx (prawdopodobieństwa nieposiadania kompletnej liczby potomstwa przez osobę zmarłą w wieku x lat) są zgodne z ustaleniami przyjętymi w literaturze27.
23 E. Piasecki, Ludność parafii bejskiej (woj. kieleckie) w świetle ksiąg metrykalnych z XVIII–XX w. Studium demograficzne, Państwowe Wydawnictwo Naukowe, Warszawa–Wrocław 1990.
24 B. Ogórek, Populacja Krakowa w kontekście długofalowych procesów demograficznych na przełomie XIX i XX wieku, Przeszłość Demograficzna Polski, 32, 2013, s. 25-87; tenże, Model Bourgeois-Pichata w badaniach demograficzno-historycznych, Przeszłość Demograficzna Polski, 38 (4), 2016, s. 136-146; P, Rachwał, Ruch naturalny…
25 M. Henneberg, Proportion of Dying Children In Paleodemographical Studies: Estimation by Guess or by Methodical Approach, Przegląd Archeologiczny, 43, 1977, 105–114; por. też np. J. Piontek, Średniowieczne cmentarzysko w Słaboszewie koło Mogilna: analiza wymieralności, Przegląd Antropologiczny, 43, z. 1, 1977, s.
37-53.
26 M. Henneberg, Proportion…; M. Henneberg, Reproductive possibilities and estimations of the biological dynamics of earlier human populations, Journal of Human Evolution, 5, 1976, s. 41–48; A. Budnik, Uwarunkowania…
27 M. Henneberg, Reproductive…
dla dzieci przed osiągnięciem 5. roku życia:
Przyjąwszy, że uzyskana w ten sposób ocena kompletności zapisów, jakkolwiek prosta, może być
zawodna, co potwierdziły m.in. badania prowadzone w parafii bejskiej23 , wiarygodność rejestracji historycznych zweryfikowano kolejno poprzez sprawdzenie odsetka zgonów noworodków i częstości urodzeń martwych oraz przy użyciu modelu Bourgeois-Pichata24. Założono także, że ewentualne doszacowanie brakującej liczby zmarłych dzieci będzie możliwe przy wykorzystaniu rozkładu wymieralności osób dorosłych, zgodnie z metodyką stosowaną w przypadku analiz biodemograficznych materiałów szkieletowych, pochodzących z cmentarzysk pradziejowych i historycznych (tabele 2-4, IV–X;
ryc. 6-12)25.
Częstość zgonów w wieku przedreprodukcyjnym obliczana jest zgodnie z formułą26:
d0−14,9 = 1 – [2R0 : (Rpot Uc)],
gdzie: R0 – współczynnik reprodukcji netto, Uc – liczba dzieci przypadająca na osobę o zakończonej reprodukcji, Rpot – współczynnik reprodukcji potencjalnej brutto.
Szacunków dotyczących brakującej liczby zgonów dzieci dokonano zatem przy użyciu wzorów:
d0−x = 1 – [2R0 : (R′pot Uc)], oraz
dla dzieci zmarłych przed osiągnięciem 1. roku życia:
R′pot 1−x = 1 – ∑���� dx sx,
dla dzieci przed osiągnięciem 5 roku życia:
R′pot 5−x = 1 – ∑���� dx sx.
Parametr d0–x oznacza frakcję zgonów do 1. (d0–1) lub do 5 roku życia (d0–5), natomiast ω – wiek najstarszego osobnika w grupie. Założono zastojowy stan populacji, przyjmując, że R0 = 1. Wartości Uc ustalono arbitralnie jako liczby zbliżone do wartości odtworzonych na tablicach wymieralności skonstruowanych na podstawie danych surowych, niedające jednocześnie niższych szacunków niż faktycznie zaobserwowane. Wartości parametru sx (prawdopodobieństwa nieposiadania kompletnej liczby potomstwa przez osobę zmarłą w wieku x lat) są zgodne z ustaleniami przyjętymi w literaturze27.
23 E. Piasecki, Ludność parafii bejskiej (woj. kieleckie) w świetle ksiąg metrykalnych z XVIII–XX w. Studium demograficzne, Państwowe Wydawnictwo Naukowe, Warszawa–Wrocław 1990.
24 B. Ogórek, Populacja Krakowa w kontekście długofalowych procesów demograficznych na przełomie XIX i XX wieku, Przeszłość Demograficzna Polski, 32, 2013, s. 25-87; tenże, Model Bourgeois-Pichata w badaniach demograficzno-historycznych, Przeszłość Demograficzna Polski, 38 (4), 2016, s. 136-146; P, Rachwał, Ruch naturalny…
25 M. Henneberg, Proportion of Dying Children In Paleodemographical Studies: Estimation by Guess or by Methodical Approach, Przegląd Archeologiczny, 43, 1977, 105–114; por. też np. J. Piontek, Średniowieczne cmentarzysko w Słaboszewie koło Mogilna: analiza wymieralności, Przegląd Antropologiczny, 43, z. 1, 1977, s.
37-53.
26 M. Henneberg, Proportion…; M. Henneberg, Reproductive possibilities and estimations of the biological dynamics of earlier human populations, Journal of Human Evolution, 5, 1976, s. 41–48; A. Budnik, Uwarunkowania…
27 M. Henneberg, Reproductive…
Parametr d0–x oznacza frakcję zgonów do 1. (d0–1) lub do 5. roku życia (d0–5), na-tomiast ω – wiek najstarszego osobnika w grupie. Założono zastojowy stan po-pulacji, przyjmując, że R0 = 1. Wartości Uc ustalono arbitralnie jako liczby zbli-żone do wartości odtworzonych na tablicach wymieralności skonstruowanych
25 M. Henneberg, Proportion of Dying Children In Paleodemographical Studies: Esti-mation by Guess or by Methodical Approach, Przegląd Archeologiczny, 43, 1977, 105–114;
por. też np. J. Piontek, Średniowieczne cmentarzysko w Słaboszewie koło Mogilna: analiza wymieralności, Przegląd Antropologiczny, 43, z. 1, 1977, s. 37–53.
26 M. Henneberg, Proportion…; M. Henneberg, Reproductive possibilities and
26 M. Henneberg, Proportion…; M. Henneberg, Reproductive possibilities and