Liczby bezwzględne źywourodzonych.
127
• •
^
Lud nosc Ludność
j
•
Rok w Królestwie chrześci żydowska m. Razem W 5 wo]ew, urodzę-. Polski fem jańska w i o Warszawy grupa z
,. nia A w 59 pow, powiat. C B/C Warsza^yą B/l B/2 > '
1899
1900
1901
1902
1903
I1904
1905
1906
1907
1908
1909
1910
1911
1912
1913
1914
1915
1916
1917
418605
431 031
431 005
447117
436 714
436510
422 023
430 938
435 820
438 248
I452 081
424 047
436 634
436 608
452 930
442391
442 185
427 509
436 540
441 486
443 945
225 579 3173 24385 253137 457 958
443118 222026 3086 22 826 247938 448879
439040 215583. 3276 21929 240788 444747
442008 218142 2 983 21732 242857 447 734
211336 2610 22860 236806 432716
^06063 2147 21777 229987 420255
157 399 2188
146017 2440
I136462 3127
16576 176163 321903
14342 162 799 297483
13966 153 555 282126
1918 139 595 2963 11042 153 591 282191
I K128
Jednakże dane, dotyczące ludności żydowskiej, obejmują zbyt drobną grupę (10 powiatów), aby można z nich było wprowadzać wnioski o urodzeniach wśród całej ludności żydowskiej. P o z a t e m w ramach tych danych z 10 p o w i a t ó w $twierdzamy bardzo szerokie granice odchyleń od prze ciętnej. Jeżeli przyjąć liczbę urodzeń w p o w i e c i e np. w r. 1909 za 100, okazują się dla lat np. 1915 i 1916 liczby nastę
p u j ą c e :
r. 1909 r. 1915 r. 1916
powiat Opoczyński . . . 100 15,5 37.5Słupecki . . . . 100 — 93 135
Sł Wieluński . . . . 100 33 57 10 p o w i a t ó w przeciętnie . 1 0 0 70 78 Tak wielkie granice odchyleń — 76% do + 73^ zdają sięwięcej świadczyć o wątpliwej wartości materjału staty stycznego, niż o tak bardzo odmiennych warunkach lokal nych w powiatach,
G ł ó w n e źródło ma ta rozbieżność liczb w wadliwej
• j —
rejestracji urodzeń wśród ż y d ó w (por. Benedykt Bornstein: „Ruch ludności w b. Królestwie Polskiem", Miesięcznik Sta
tystyczny 1920 t. I, str, 212/13). W 10 powiatach, o których mowa, wynosił stosunek liczby żywourodzonych chłopców do liczby żywourodzonych dziewcząt:
» tt
w r. 1909 — 1281 w r. 1914 — 115.6%
1910 — 121.5% ,i .. 1915 — 108.6%
1911 — 120% „ „ 1916 — 108.6%
1912 — 120% „ „ 1917 — 106.4%
1913 — 130% „ „ 1918 — 100.3%
f> >9 >* if >» ł»Ostatnie lata od 1915 — 18 wykazują liczby prawdopo
dobne, zbliżone do normalnych (w krajach, posiadających prawidłowo zorganizowaną statystykę, liczba ta wynosi
w
przeciętnie ok. 105), Stąd wniosek, że rejestry nie uwzglę
dniały przed rokiem 1915 bardzo znacznej liczby urodzeń dziewcząt, w roku np. 1909 conajmniej 18^ ogólnej liczby
129
ź y w o u r o d z o n y c h dziewcząt, w r, 1913 min. \9%, Skoro t ę w a d l i w o ś ć s t a t y s t y k i w e ź m i e m y w r a c h u b ę , o k a ż e się, że z m i e n n o ś ć p ł o d n o ś c i w ś r ó d ż y d ó w , k t ó r ą u w i d o c z n i a t a
bliczką liczb w z g l ę d n y c h zmodyfikuje się w sensie zbliżenia w z g l ę d n y c h liczb dla ź y w o u r o d z o n y c h c h ł o p c ó w ludności ż y d o w s k i e j : - rf
1911/12 1913 . 1914 1915 1916 1917 1918
100 8 6 A 67 66 74 76 68 U w z g l ę d n i e n i e z a t e m n i e p r o p o r c j o n a l n i e niskiego od s e t k a ż y d ó w w g r u p i e B/C m o g ł o b y z a l e d w i e n i e z n a c z n y s p o w o d o w a ć błąd. P r o w i z o r y c z n y c h a r a k t e r n a s z y c h wyliczeń, z a r ó w n o jak j a k o ś ć materjału, na k t ó r y m się o p i e r a m y , n i e w y m a g a j ą ściślejszego o k r e ś l e n i a b ł ę d u .
D r u g a w ą t p l i w o ś ć d o t y c z y ludności wielkomiejskiej.
L u d n o ś ć ta, r e p r e z e n t o w a n a p r z e z W a r s z a w ę w g r u p i e B/C, w^ykazuje c o k o l w i e k znaczniejszy w o s t a t n i c h l a t a c h s p a d e k liczby urodzeń. S t o s u n e k liczby l u d n o ś c i m; W a r s z a
w y d o całej w g r u p i e B/C u w z g l ę d n i o n e j m a s y l u d n o ś c i o d p o w i a d a s t o s u n k o w i całej, z g r u b a w^ziętej l u d n o ś c i w i e l k o
-miejskiej ( W a r s z a w y i Ł o d z i ) do ogółu l u d n o ś c i 5 wpjewództw^. L i c z b y u r o d z e ń w Z a g ł ę b i u D ą b r o w s k i e m , u w z g l ę d n i o n e m r ó w n i e ż w n a s z e j g r u p i e , mają p r z e b i e g p o d o b n y , j a k w^ in
n y c h p o w i a t a c h prowincji.
R e a s u m u j ą c to, c o ś m y w y ż e j powiedzieli, m o ż e m y stwierdzić, ż e drogą, którą o b r a l i ś m y w celu obliczenia liczb u r o d z e ń w l a t a c h 1913—1918 na c a ł y m o b s z a r z e 5 w o j e w ó d z t w , n a p o d s t a w i e b ę d ą c y c h d o r o z p o r z ą d z e n i a m a t e r i a
ł ó w s t a t y s t y c z n y c h , nie pociąga z a s o b ą z n a c z n i e j s z y c h , b ł ę d ó w ,
P o ustaleniu b e z w z g l ę d n y c h liczb u r o d z e ń w l a t a c h 1899 — I 9 I 8 p r z e c h o d z i m y z kolei d o obliczenia liczby dzieci, k t ó r e , u r o d z o n e w p o s z c z e g ó l n y c h l a t a c h t e g o o k r e s u , dożyją
w i e k u szkolnego. . '
W y m i e r a l n o ś ć k a ż d e j z p o s z c z e g ó l n y c h generacji r o c z n y c h o z n a c z y ć naożna n a p o d s t a w i e c o r o c z n e j liczby zgonów,'
p o d z i e l o n e j w e d ł u g wiisku i r o k u k a l e n d a r z o w e g o u r o d z e n i a , l u b conajmniej w e d ł u g j e d n e j z t y c h 2 cech.
-130
szawskiego Komitetu Statystycznego, które wyszczególniają, p o c z ą w s z y dopiero od r. 1913, zgony n o w o r o d k ó w (wiek O—1) i ogólną liczbę zgonów dzieci w wieku 1 -— 5. Daty te przy padają na okres, w którym liczba dzieci poszczególnego
wieku zmieniała się znacznie z roku na rok, nie dopuszczają zatem nawet przybliżenie dokładnych wyliczeń.
Można z nich określić tylko prawdopodobieństwo śmierci w pierwszypa roku życia dla generacji r. 1913 i młodszych.
Jedynym do tego celu zdatnym materjałem są dane Sekcji Statystycznej Magistratu m. Warszawy, rozróżniające zgony podług rocznych grup wieku, ponadto notujące zgony noworodków (wiek O—- I) podług miesięcznych, dla pierwsze
go zaś tygodnia życia podług dziennych grup wieku. (Roczniki Statystyczne m. W a r s z a w y z lat 1 9 0 2 — 1916 i biuletyny miesięczne z lat następnych).
Z tych danych obliczamy, drogą podziału z g o n ó w na odpowiednie generacje roczne, współczynniki wymieralności dla generacji urodzonej w ciągu 3 lat 1908—1910:
• •
N a 1 000 żjTwourodzonych zmarło w w i e ku . . . . ^ . O I 174.04
rozpoczynających Z-gi rok życia umarło w wieku 1 — 2 83.40 3-ci „ ,, „ „ 2 - ^ 3 33.72 4-ty „ , 3 — 4 19.14 5-ty ,; „ „ ,. 4 — 5 15.98 n n tt f» ff »t f» '» M I f >t
w^spółczynniki wymieralności dla generacji, urodzonej w ciągu 4 lat 1907.— 1910:
N a 1 000 zywourodzonych zmarło w w i e k u . . . . . . \) I I bU^y
rozpoczynających 2-gi rok życia umarło w wieku I " Z 00*J
t* »f 19 yt *> ł^ V>£3-ci „ „ ,i „ 2 ~ 3 36,7 Jf ly 99 ff Ił 93 łl « »ł 9f 4-ty „ „ „ • „ 3 ^ 4 20.7 • 5-ty „ „ „ „ 4 — 5 16.2
W wyliczeniu p o w y ż s z e m uwzględniony został raptowny w pierwszych latach życia spadek śmiertelności w ten
sposób, że 66.24^ zgonów^ noworodków zaliczyliśmy do
uro-I '
fw
131
^
śmierć nastąpiła^f resztę zaś, t. j . 33.76% do u r o d z o n y c h w roku p o p r z e d n i m .
T e n współczynnik podziału zgonów now^orodków na 2 generacje obliczyliśmy z d a n y c h Sekcji Statystycznej Ma
gistratu m. W a r s z a w y przeciętnie dla lat 1908—1910 w s p o s ó b następujący;
Na śmierć w ciągu pierwszego dnia życia w okresie r o c z n y m od 1 stycznia do 31 grudnia n a r a ż o n e są wszystkie dzieci w t y m okresie urodzone, czyli -^rr z g o n ó w noworod
k ó w w wieku O — 1 dni w roku k a l e n d a r z o w y m dotyczy urodzonych w t y m ż e roku^ k a l e n d a r z o w y m ,
Na śmierć w ciągu drugiego dnia życia w roku kalen-darzow^ym t n a r a ż o n e są wszystkie dzieci u r o d z o n e w t y m ż e roku między I stycznia a 30 grudnia, czyli ^^rr zgonów, no-w^orodków w wieku 1 —- 2 dni d o t y c z y u r o d z o n y c h i zmarłych
w t y m s a m y m roku k a l e n d a r z o w y m , -^^^ z g o n ó w d o t y c z y u r o d z o n y c h dnia 31 grudnia roku p o p r z e d n i e g o i t. d. Z p o śród dzieci zmarłych w roku t w wieku n p . 4 — 5 miesięcy p r z y p a d a na u r o d z o n e w roku (t) ~^~^ C^* i* u r o d z o n e między 1 stycznia a 15 sierpnia), r e s z t a t. j . ^ dotyczy uro
d z o n y c h między 15 sierpnia a 31 grudnia roku (t — 1). T ą drogą otrzymujemy przybliżony współczynnik (66.24,^) po
działu zgonów niemowląt n a 2 generacje, k t ó r y j e d n a k ż e jest niższy od istotnego, gdyż z jednej strony nie uwzględnia p o r y zgonu (śmiertelność w drugiej p o ł o w i e r o k u jest wię k s z a niż w pierwszej), z drugiej dzieli zgony w n-tym mie-, . IV 1 2 — n — Y2 • 12 — n — a siącu zycia w e d ł u g wzoru ——:^ zamiast 12 - « " - — 12 gdzie a mniejsze niż 4 (porówn. W . L e x i s : „ A b h a n d l u n g e n zur T h e o r i e , der BeYoIkerungs-und Moralstatistik").
P o d o b n i e dzielą się zgony osób zmarłych w roku t w wieku X — ( x ^ l ) na 2 generacje: u r o d z o n y c h w roku
(t — x ) i (t — X — 1 ) .
j •
- W e d ł u g wyliczeń pruskich za lata 1901/1905 (Statistik d e s D e u t s c h c h e n Reichs, Band 200 str 10/11), p r z y p a d a na generację m ł o d s z ą (t — x ) z pośród z m a r ł y c h :
132 41 >9 39 lat W wieku O -9f 93 99 1 2 99 99 3 1 2 3 3 — 4 5 p ł e ć m ę s k a 71.34,^ 60.71 % 53.98 % 52.47% 52.32 % p ł e ć żeńska 70.381 61.21% ' 54.22 7o 53.15% 52.34 % fy » l J> 99 9» » » 10 11 11 12 50.20 % 49.29 % \ 50.07 % 49.50 %
» > p o n a d 11 obie płci poniżej 50,^
Dla dzieci 1 — 2-letnich, w b r a k u d a n y c h własnych, przyjnxujemy, wzorując się na wyliczeniach pruskich, p o d z i a ł
dla dzieci star c a 2 generacje w e d ł u g stosunku 60,^
•szych 5 0 % + 5 0 1
40%.
P r z e z p o r ó w n a n i e o t r z y m a n y c h w ten sposób d l a każdej generacji rocznej liczb zgonów w^ wieku x do (x
1)
z liczbą rozpoczynających x — ty rok życia — dochodzimy d o w y m i e n i o n y c h wyżej w s p ó ł c z y n n i k ó w śmiertelności.
Dla lat p r z e d w o j e n n y c h m o ż n a z danych, d o t y c z ą c y c h prowincji, zaledwie dla 2-ch generacyj z r. 1913 i 1914 ozna
czyć p r a w d o p o d o b i e ń s t w o śmierci n o w o r o d k ó w : na 1000 żywouroćlzonych zmarło
w ciągu I-go roku życia n a prowincji w Warszaw^ie z generacji 1913 1914 160,6 155.0 195.5 187.5
W s k a z y w a ł o b y to, że śmiertelność now^orodków n a prowincji jest w y ż s z a niż w W a r s z a w i e . P o d o b n i e w
Ba-warji jest śmiertelność niemowląt w m i a s t a c h niższa niż n a prowincji:
w r. 1910 w^ynosiła śmiertelność w Bawarji
"W m i a s iastacK na prowincji
133 4 P r z e c i w n i e w y n o s i p r a w d o p o d o b i e ń s t w o śmierci w ciągu p i e r w s z e g o r o k u ż y c i a : w Berlinie 1891/900 w P r u s a c h 1891/900 p t e ć m ę s k a ż e ń s k a 254.76 7 214.10 7. 219.53 7 187.25 7 (Statistik d e s D e u t s c h e n R e i c h s , B a n d 200, str. 14/15 i 30/31). W o b e c t e g o u ł a m k o w e d a n e o prowincjj i krótki o k r e s p o r ó w n a w c z y (1913/14) nie upoważniają do w y c i ą g a n i a w n i o s k ó w z t y c h liczb, t e m b a r d z i e j że w a r t o ś ć m a t e r j a ł u W a r s z a w s k i e g o zdaje się b y ć w i e l c e w ą t p l i w a . D l a o c e n y p o s ł u ż y z e s t a w i e n i e p o r ó w n a w c z e wespół-c z y n n i k ó w śmiertelnośwespół-ci, o b l i wespół-c z o n y wespół-c h dla W a r s z a w y , z ana-l o g i c z n e m i kiana-lku k r a j ó w E u r o p y : S z w e c j a F r a n c j a A n g l j
W
a r s z a w a P r u s y S a k s o n j a A u s t r j a + W ę g r y Ba w a r ja n a 1000 noworod-ków b y ł o martwych 1907/14 . 24.4 ' 44.5 45.4 29.6 34.1 24.7 20.4 27.0 •m • n a 1000 noworod k ó w żywych u m i e r a *w ciągu I-go roku życia 1907/14 79.3 127.5 129.6 174.0 188.7 215.4 226.4 238.7 240.9 n a 1000 dzieci źyją-cycK w w i e k u 1 — 5 u m i e r a w c i ą ^ I-go roku życia - 1907/14 9.2 r ^ 12.5 16.4 39.5 15.5 12.3 25.4 35.6 . 14.8 •w ( Ą n n u a i r e I n t e r n a t i o n a l d e Statistique» II, M o u v e m e n t d e l a p o p u l a t i o n ( E u r o p ę ) 1917). Z w r a c a w tern z e s t a w i e n i u u w a g ę w z g l ę d n i e n i s k a w^ W a r s z a w i e liczba z g o n ó w n o w o r o d k ó w , p r z y r ó w n o c z e ś n i e w y s o k i m p r o c e n c i e n o w o r o d k ó w m a r t w y c h i z g o n ó w dzieci W w i e k u od 1 do 5 lat. P r z e d s t a w i a się to w t e n s p o s ó b , j a k o b y p o najniższej w W a r s z a w i e w p o r ó w n a n i u z innemi
y
134
krajami zdolności do życia płodu przed urodzeniem, wzra stała ona nagle po przyjściu dziecka na świat i spadała p o n o w n i e do najniższej po przeżyciu roku. Wątpliwości nasuwają raczej liczby, mające dotyczyć Warszawy, trudno b o w i e m przypuścić tak rażącą odmienność warunków
zdrow^o-tnychjczy przyrodzonych ludności Warszawy. Wydaje się z a t e m w i e l c e prawdopodobne, że przedewszystkiem do noworodków martwych bywają zaliczane, dla uproszczenia procedury meldunkowej, noworodki ż y w e , zniarłe w jakiś czas p o urodzeniu; powtóre* że znaczna liczba faktów Urodzeń i względnie w y ż s z a z g o n ó w n o w o r o d k ó w ż y w y c h ginie dla statystyki, (por, B. Bornstein: „Ruch ludności w Królestwie Polskiem" j . w.).
Sekcja Statystyczna M a g i s t r a t u m . W a r s z a w y notuje co rok p e w n ą liczbę urodzeń z lat poprzednich, zgłoszonych
dopiero w roku sprawozdawczym. W roku np, 1909 wśród 24.385 urodzeń zgłoszonych było 4 2 2 3 urodzeń z lat p o
-przednich, w t e m 1924 z r. 1908 i 2 299 z lat wcześniejszych. W latach od 1 9 0 8 — 1 9 1 4 było 20.009 zgłoszeń spóźnionych w ogólnej liczbie 158 760 zgłoszonych noworodków ż y w y c h .
w
1914). W
99
»J
chrześcijan źydÓY^r ogtołem
liczbę ż y w o u r o d z o n y c h w r. 1916 6001 5 659 11 660 urodzonych w latach w c z e
śniejszych . . . . 809 1873 2 6 8 2
n o w o r o d k ó w martwych . 162 351 513 (Roczniki W y d z i a ł u Statystycznego m. Warszawy 1916).
Stąd na 1000 n o w o r o d k ó w urodź, w r, 1916 było martwych:
h \
n* chrześcijan n. ż y d ó w o g ó ł e m
26.3 58.4 42.1
i na I 000 zgłoszonych faktów urodzeń było zgłoszeń spó źnionych:
n. chrześcijan n, żydów ' o g ó ł e m
118 249 - 187
O t ó ż zachodzi możHwość, że p e w n a liczba noWorodków ż y w y c h , zmarłych w pierwszych tygodniach czy miesiącach
I as
życia, nie bywa notowana ani wśród urodzeń, • ani wśród
Zgonów, mimo obostrzenia, w p r o w a d z o n e g o przy grzebaniu zwłok zmarłych. Liczby te w sposób j a s k r a w y podkreślają
wadliwość rejestracji w^śród żydów.
Na każdy 1 000 zgłoszonych m e t r y k dzieci ż y d o w s k i c h
1 •
p r z y p a d a 249 dzieci w w^ieku naogół starszym niż 1 rok> które nie były z a m e l d o w a n e w roku s w e g o urodzenia i obok k t ó r y c h nie p o d l e g a m e l d u n k o w i liczba r ó w n a jakiejś ó-tej
części tamtej, t. j , dzieci zmarłe w roku k a l e n d a r z o w y m u r o d z e n i a ; liczba tych ostatnich znikła dla statystyki. Jak wielki w p ł y w mogą m i e ć braki tego rodzaju na % śmiertel
ności; świadczy, że p o m i n i ę t a w s t a t y s t y c e liczba, s t a n o w i ą c a
I
np. 2^ urodzeń zgłoszonych, i taż s a m a liczba zgonów n o w o r o d k ó w zmieniłaby w W a r s z a w i e % śmiertelności z I74.0Yoo r>^
190.27oo.
Należy
jeszcze podkreślić, że dla obliczeniaw^spółczyn-n i k ó w \\5^'mieralw^spółczyn-ności dla W a r s z a w y posługiwaliśmy się dariemi Magistratu, zaś liczby b e z w z g l ę d n e urodzeń w y p r o w a
-f - i i I "
dziliśmy z d a n y c h W a r s z a w s k i e g o K o m i t e t u Statystycznego^ k t ó r e są np. dla lat 1909—1912 przeciętnie o 35,^ od tam«
r _ _ I • " _ _ • '
t y c h wyższe. W e d ł u g B. Bornsteina „Ruch ludności w b. K r ó -lestwie Polskiem", Miesięcznik S t a t y s t y c z n y rok 1920 str.235>
wynosi liczba ż y w o u r o d z o n y c h :
n a podstaw^ie materjału ' ,
Warsz. Kom. Stat. . '"*'*^"* Magistratu
' ' " I 1 _
1909--1912 \ 123 188 : 90872
I
Jakakolwiek liczba faktów ginie jednocześnie dla sta t y s t y k i urodzeń i zgonów n o w o r o d k ó w to jednak różnica liczb
•
u r o d z e n i zgonów, czyli liczba osób, d o c h o d z ą c y c h do p e w n e g o wieku, t e m niemniej m o ż e być bliska rzeczywistej. "
P r z y t o c z o n e " w y ż e j szczegóły p r o w a d z ą do wniosku, że współczynniki, obliczane przez nas na p o d s t a w i e wątpliwego materjału, dotyczącego wyłącznie ludności wielkomiejskiej, nie mogą być s t o s o w a n e do całej ludności kraju, m o g ł y b y tylko służyć za w s k a z ó w k i przy w y b o r z e tablicy
śmiertel-ności innego kraju E u r o p y o p r a w i d ł o w e j statystyce* «* ^^
r 4
Z pośród 2-ch terytorjalnie graniczących z K r ó l e s t w e m obszaró\y, obejmujących również część ludności polskiej, Austrji i P r u s części wschodniej ( P r e u s s e n Ost, a w i ę c
136
o b w ó d rejencyjny P o z n a ń s k i , Z a c h o d n i o Pruski, W s c h o d n i o
-P r u s k i i Śląsk) w y b i e r a m y t a b l i c e Austrji dla lat 1900/01, której liczby w y m i e r a l n o ś c i dla p i e r w s z y c h lat życia bardziej są zbliżone d o a n a l o g i c z n y c h W a r s z a w y : . ,
1000
Wiek lat A -u a t r j a prusy część wschodnia Warszawa
ukończo • p ł e ć płeć
•
przeciętna
nych żeńska męska męska żeńska 1908/10
1
2
3
63.69
28.37
18.36
64.36
28.19
18.36
59.96
27.54
18.36
57.66
26.21
17.77
83.40
33.72
19.14
Na 1000 żywourodzonych p o d ł u g tablicy śmiertelności s p ó ł
-dożyie wieku lat dła Austrji płeć męska żeńska 1900/1901 cżesnych:
dla Prus części wschodniej płeć męska żeńska 1891/1900 1907 d l a W a r s z' a w y generacje 1908 1909 1910
5 661.22 696.57 665.39 699.49 659.77 695.5 716.1 706J
7 650.37 684.55 653.47 686.87 645.2 680.2 697.6 684.4
8 646.27 679.96 649.30 682.45
9 643.41 676.13 646.00 678.94
10 640.58 672.66 643.34 676.07
11 637.76 669.59 641.07 673.58
12 635.53 666.62 639.56 671.34
'i - - '13 633.50 663.79 637.21 669.23
(Statistik d e s D e u t s c h e n R e i c h s , B a n d 200,, str. 8/9 i 44/45). IW y d a j e się r z e c z ą p r a w d o p o d p b n ą , ż e warunki zdro w o t n e nie są u n a s l e p s z e , i s k u t k i e m t e g o z ogólnej liczby
ż y w o u r o d z o n y c h w^ k a ż d y m razie nie w i ę k s z a u n a s liczba dożyje n p . 7-go roku, niż w^ Austrji.
L i c z b a dzieci z generacji r o k u 1907, d o c h o d z ą c y c h d o w i e k u szkolnego, jest naw^et p r o c e n t o w o niższa, niż a n a l o
137
.46 w Austrji), jest wrięc rzeczą wielce prawdopodobną,
5 ' - ' ł - - '
Że szereg generacji starszych, które uwzględniamy w obli czeniach, w każdym razie przeciętnie nie lepszym podlegał
warunkom.
I
Z oddzielnych dla każdej płci tablic austrjackićh utworzy
liśmy w^spółczynniki dożycia dla obu płci, licząc średnie
^ - I
arytmetyczne, które są cokolwiek wyższe od faktycznych austrjackićh ze względu na to, że nie uwzględniają przewagi urodzeń chłopców nad liczbą urodzeń dziewcząt.
Dla roku 1919 i kilku pierwszych miesięcy roku 1920 ppsiądamy dane, dotyczące ruchu naturalnego ludności, tylko dla 4-ch miast Królestwa: Warszawa, Łódź, Lublin
i Sosnowiec, (Miesięcznik statystyczny, rok 1920, str. 126 — 129). Dane te wskazują na wzrost liczby urodzeń
przede-w^szystkiem bardzo znaczny w roku 191^ w^ stosunku do roku poprzedniego, ńiedochodzący jednak do liczby przed
wojennej.
Śmiertelność natomiast, wysoka w ciągu lat wojennych, pozostaje w roku 1919 jeszcze znacznie w y ż s z a od przed
wojennej: L i c z b a u r o d z e ń - L i c z b a z g o n ó w 1914 1918 1919 1914 1918 1919
Warszawa 21777 11042 22903 16297 24420 18870
Lublin 3 125 1849 2 786 2 587 2961 2839
Sosnowiec 2775 1443 . 1487 2070
D l a Łodzi brak dat porównawczych z lat poprzednich.
Opierając się w^ części na danych p o w y ż s z y c h i mając na uwadze wydarzenia wojenne w r. 1920 oraz ich przy
puszczalny wpływ na liczbę urodzeń w roku następnym, tudzież prawdopodobny powrót do„ warunków pokojowych, ustalamy liczbę dzieci 7-letnich, t. j . wstępujących w okres obowiązku szkolnego:
L •
dla generacji z r. 1919 . . , 240 000
»» »» » ł
1920. . .260000
(260.000 = w przybliżeniu liczbie dzieci 7-letnich z ostatnie*) przedwojennej generacji w 1914).
138
-»-*
D l a generacji z r. 1921 . . . 235 000.
J ł • s y jy
1922 . . . 280000
Dla lat następnych p o w i ę k s z a m y tę liczbę o ok. 1^ rocznie. Liczby te cechuje w w y s o k i m stopniu dowolność, jednak zdaje się rzeczą prawdopodobną, że liczby faktyczne m,ogą być raczej niższe, niż przez nas przyjęte,, a to z e względu na w^ysoką jeszcze obecnie śmiertelność i
nieza-powiadający się rychło koniec o b e c n e g o przesilenia g o s p o darczego.
I ' • • . •
Obliczając w ten sposób liczbę dzieci p o s z c z e g ó l n y c h roczników wieku obowiązku szkolnego, otrzymujemy
nastę-pujucątablicę dla okresu 1912/13 do 1935/36 (p. tabl. 140—143): Jest rzeczą godną uwagi/^porównanie rezultatów, do jakich nas dlane nasze i założenia doprowadziły^ z innfemi
dąnemi, od naszych materjałów niezależnemi.
'' i • •
Pozw^oli nam to w p e w n y m stopniu ocenić, w^ jakim kierunku i o ile rezultaty obliczeń odbiegać m o g ą od liczb faktycznych.
W drugiej p o ł o w i e roku szkolnego 1918/19 zebrało Ministerstwo W. R. i O. P-. wiadomości o liczbie dzieci
w wieku obow^iązku szkolnego w^ materjałach ankiety, d o
-• ~ h i
tyczącej sieci szkolnej.
Sposób, w^ jaki dane te miały być zbierane, określa ,ilnstrukcja w sprawie opracowania sieci szkolnej" w s ł o
w a c h następujących: „Liczba ludności stałej, t. j, stałych mieszkańców wsi, powinna być dostarczona przez urząd gminny. G d y b y to było niemoźliw^e, stwierdzenie liczby ludności (wzgl. dzieci) nastąpi przez przeprowadzenie
jedno-dniowego spisu przez sołtysów.
C h w i l o w y c h mieszkańców, ( c h w i l o w y c h emigrantów, letników) uw^zględniać się nie będzie^'.
W ramach tych ogólnych instrukcji pozostawiona b y ł a inspektorom, względnie sołtysom, s w o b o d a w zbieraniu
danych. - W sprawozdaniach niema naogół wzmianki o tem,, który z dwóch podanych s p o s o b ó w był przez p o s z c z e g ó l n e gminy stosowany.. Zdaje się w s z a k ż e nie ulegać
wątpli-wości, że w. w i ę k s z o ś c i w y p a d k ó w wyrażały dane liczby^ niższe od rzeczyVv^istych. Jeżeli urząd gminny p o d a w a i
L
139
m
Ograniczał się niezawodnie do ksiąg ludności stałej, pomijał w i ę c temsamem p o t o m s t w o ludności stałej, urodzone poza gra nicami gminy. Jeżeli zaś przeprowadzano spis jednodniowy,
sporządzano, jak o tem świadczą wiadomości z niektórych inspektoratów, listy imienne dzieci. W i ę k s z e prawdopodo
bieństwo przemawia za tem, że listy te mogły być raczej niekompletne wskutek przeoczenia, czy niedbalstwa gmin
nych organów s p i s o w y c h lub wskutek rozmyślnego przemil
czenia rodziców, niż żeby zawierały nazwiska sfingowane lub dzieci nieżyjących.
Liczba dzieci siedmiu roczników obowiązku szkolnego, otrzymana drogą ankiety sieci szkolnej, wynosi dla 5 wbje-w^ództw byłej dzielnicy rosyjskiej w^ drugiej p o ł o w i e r. szk.
4.
1 9 1 8 / 1 9 — 1 9 6 7 936, podczas gdy liczba przez nas obliczona, dla początku roku szkolnego 1918/19—2021 564, stąd różnica w o b e c późniejszego momentu sieci conajmniej 53 588 dzieci,
czyli minimum .2,7 ^. W o b e c zastrzeżeń w y ż e j w y p o w i e d z i a nych— zdaje się nam różnica ta zbyt mała, czyli inaczej m ó wiąc, należałoby uważać, że liczba 2 0 2 1 5 6 4 l e ż v raczej p c -niżej faktycznej niż p o w y ż e j .
Drugą próbą będzie porównanie stosunków liczb dzieci
" . ' r
W wieku szkolnym do liczb ludności w latach 1912 i 1913 z rokiem 1897.
F- ń
W e d ł u g Stefana Szulca (Wartość Materjałów Staty
stycznych śtr. 46), wynosi w Królestwie Polskiem liczba ludności obliczona w e d ł u g spisu z 1897 z dodaniem
przyrc-stu naturalnego:
W r. 1912 . . 11913925 .
S» »J
1913 . . 12 118983
Stąd po przeliczeniu na 5 dzisiejszych w o j e w ó d z t w (p. str. 3) otrzymujemy liczby ludności:
• • • • ' ' - " " 1
r I • •
liczba dzieci w wieku szkolnym pg. tablicy I — - ^ r J ^
W r. 1912 12068807 2012590
^ . ?ł 1>1913 12276530 2 020667
Dzieci sy w i e k u szkolnym stanowią w i ę c w r. 1912/13 — 16.7X w n 1914/14 — 16,5 %: całej ludności. Analogicznie