5. Demografia, gospodarka, warunki klimatyczne i życie społeczne
5.4. Lata 1860–1880
Liczby urodzeń i zgonów dla analizowanego okresu w badanej populacji ze-stawiono w tabeli 60, strukturę zgonów przedze-stawiono zaś w tabeli XV. Przez cały analizowany podokres zanotowano dodatni przyrost naturalny. Współ-czynniki: rodności, zgonów, przyrostu naturalnego i dynamiki demograficznej, obliczone na podstawie danych empirycznych jako średnie współczynników rocznych, przyjęły kolejno wartości: WU = 57,67‰; WZ = 29,6‰; r = 28,0‰;
WD = 2,03‰. Bezwzględna wartość przyrostu naturalnego w przeliczeniu na rok wyniosła aż 108,8. Po doszacowaniu brakującej frakcji zgonów dzie-ci w wieku poniżej 5 lat (por. rozdział 1) wskaźniki wyniosły odpowiednio WZ = 31,6‰; r = 26,1‰; WD = 1,89‰, a bezwzględna wartość przyrostu na-turalnego w przeliczeniu na rok osiągnęła poziom 101,2. W stosunku do oma-wianych wcześniej lat 1851–1859 nastąpiło wyraźne obniżenie współczynnika zgonów i podwyższenie się pozostałych parametrów, świadczące o wymiernej poprawie warunków życia populacji.
Dynamika zmian wartości współczynników: urodzeń, zgonów i przyro-stu naturalnego (wyliczonych zarówno na podstawie danych empirycznych, jak i z uwzględnieniem brakującej liczby dzieci) zaprezentowana została na ryc. 51.
218 APTOW, ASC Grabkowo, sygn. 100, 102, 104, 112, 114, 116, 118; tamże, ASC Kłót-no, sygn. 102, 104, 106, 108; tamże, ASC Kłóbka, sygn. 112, 114, 116, 118, 120, 122, 126, 128, 130.
0
1860 1861 1862 1863 1864 1865 1866 1867 1868 1869 1870 1871 1872 1873 1874 1875 1876 1877 1878 1879 1880
%
Uwagi: objaśnienia jak w tabeli 16; linie trendu wyznaczono na podstawie średnich ruchomych z 3 okresów.
Ryc. 51. Dynamika zmian wartości współczynników: urodzeń, zgonów i przyrostu naturalnego w rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880 (indeksy
jednopodstawowe; 100% = 1860 r.) Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Wskaźnik urodzeń wykazuje dość znaczną dynamikę wzrostu aż do 1866 r., po czym jego wartości nieco spadają. W dalszym okresie stabilizuje się on na po-ziomie przekraczającym poziom wyjściowy, jaki odnotowano w 1860 r. Współ-czynnik przyrostu naturalnego początkowo spada, co wiąże się z gwałtow-nym podniesieniem wartości współczynnika zgonów w tym samym czasie.
Od 1862 r. tendencje się odwracają. Od 1866 r. zaś – tego samego, w którym zmienił się przebieg krzywej wskaźnika urodzeń, w ciągu kolejnych dwóch lat współczynnik przyrostu naturalnego bardzo wyraźnie spada, a liczba zgonów w stosunku do liczby ludności szybko wzrasta. Kolejne lata przynoszą – po-czątkowo bardzo dynamiczną – poprawę i wzrost przyrostu naturalnego (przy jednoczesnym spadku indeksu zgonów), a następnie chwilową stabilizację i re-gres w 1874 r. Krótka poprawa sytuacji demograficznej populacji w połowie lat 70. poprzedza okres kolejnego, intensywnego zwiększenia się indeksu zgo-nów, z którym koresponduje obniżenie się współczynnika przyrostu
natural-nego. W 1880 r. poziom obydwu parametrów ponownie zbliża się do obserwo-wanego 20 lat wcześniej.
Tabela 60. Liczba urodzeń i zgonów w rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880
Lata N urodzeń N zgonów N zgonów
z doszacowaniem brakującej frakcji dzieci* średnia mediana średnia mediana średnia mediana
1860–1880 224,6 230,0 115,9 110,1 123,4 110,6
* Por. rozdział 1.
Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Zmiany wskaźnika urodzeń względem zgonów i poczęć względem zgonów przedstawiono na ryc. 52. Początek badanego podokresu charakteryzował się bardzo intensywnym wzrostem liczby poczęć w stosunku do zgonów. W 1861 r.
– a zatem dokładnie wtedy, gdy zaczyna szybko rosnąć współczynnik zgonów (por. ryc. 51), nastąpił gwałtowny spadek jego wartości oraz zauważalna ten-dencja spadkowa współczynnika dynamiki demograficznej. Dla kolejnych lat przebieg krzywych jest niemal tożsamy z sytuacją obserwowaną w odniesie-niu do wartości współczynnika przyrostu naturalnego. Uwagę zwraca jedy-nie szybszy niż w przypadku indeksu urodzeń w stosunku do zgonów przy-rost wskaźnika poczęć względem zgonów i jego załamanie na przełomie lat 60.
i 70. XIX w.
0 20 40 60 80 100 120 140 160 180 200
1860 1861 1862 1863 1864 1865 1866 1867 1868 1869 1870 1871 1872 1873 1874 1875 1876 1877 1878 1879 1880
%
WD WD' P/Z 3 okr. śr. ruch. (WD ) 3 okr. śr. ruch. (WD') 3 okr. śr. ruch. (P/Z)
Uwagi: objaśnienia w tekście; linie trendu wyznaczono na podstawie średnich ruchomych z 3 okresów.
Ryc. 52. Dynamika zmian wartości współczynnika dynamiki demograficznej oraz stosunku poczęć do zgonów w rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880
(indeksy jednopodstawowe; 100% = 1860 r.) Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Skrajnie niekorzystne, jak wynika z analizy miesięcznych zmian różnic i ilo-czynów bezwzględnej liczby urodzeń, przybliżonej liczby poczęć i zgonów oraz zestandaryzowanych wartości miesięcznych WD (SDDR), były: luty 1860 r.; sty-czeń 1861 r.; kwiecień 1862 r.; czerwiec 1871 r.; wrzesień–październik i gru-dzień 1874 r.; maj 1876 r.; czerwiec–lipiec 1877 r.; październik–grugru-dzień 1878 r.
oraz styczeń–luty, kwiecień i lipiec 1879 r. (ryc. 53). We wszystkich tych okre-sach przyrost naturalny osiągnął wartości mniejsze od zera.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Ryc. 53. Zestandaryzowany wskaźnik dynamiki demograficznej (SDDR – wartości miesięczne) w rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880 Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Istotne statystycznie fluktuacje liczby zgonów w latach 1860–1880 dotyczy-ły ogółu populacji i osób najstarszych oraz grup niemowląt i dzieci zmardotyczy-łych przed ukończeniem 5 lat (dla ogółu ludności χ2 = 25,90; dla osób zmarłych przed ukończeniem 1. roku życia χ2 = 23,58 i 5. roku życia χ2 = 28,02; dla osób zmarłych po 50. roku życia χ2 = 40,99) (ryc. 54). Niezbyt duże wartości χ2 wska-zują, że różnice między częstościami obserwowanymi a oczekiwanymi, jakkol-wiek istniały, były nieco mniejsze niż w poprzednich latach, w których rozpa-trywano istnienie sezonowości. U dzieci zmarłych w 1. roku życia oraz przed ukończeniem 5 lat wyraźnie zaznacza się szczyt późnoletni i wczesnojesienny, przy czym u niemowląt znaczna liczba zgonów przypada też na pierwsze dwa zimowe miesiące. U osób najstarszych najwięcej zgonów zdarza się zimą. Nie wyróżnia się tu szczyt późnoletni i wczesnojesienny. Dla ogółu populacji
krzy-wa ma bardziej łagodny przebieg, a nieznaczne zwiększenie umieralności moż-na zauważyć zimą.
Sezonowa zmienność dla osób zmarłych po ukończeniu 50. roku życia zosta-ła poświadczona dzięki technice modelowania ARIMA (model (0,1,1)(3,2,1)12).
Dla pozostałych analizowanych grup nie potwierdzono rytmu rocznego. Dla ogółu ludności dopasowano model (3,0,0), dla dzieci zmarłych przed ukończe-niem 1. roku życia model (2,1,1), dla dzieci w wieku 0–5 lat model (1,1,1). Uzy-skane parametry są istotne statystycznie (p < 0,05; tabela CXI).
0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1 1,1 1,2 1,3 1,4 1,5
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
WLZ
Miesiące
0-x lat 0-1 lat 0-5 lat 50+ lat
Ryc. 54. Względna liczba zgonów w kolejnych miesiącach w rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880
Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Wartość dalszego oczekiwanego życia noworodka (e0), jaką ustalono dla po-pulacji kowalskiej na podstawie liczby zgonów zaczerpniętej z ksiąg metry-kalnych, wahała się pomiędzy 18,27 roku (dla populacji zastojowej z korektą liczby dzieci zmarłych przed ukończeniem 5 lat – por. rozdział 1) a 46,73 roku (populacja ustabilizowana, dane nieskorygowane). Ostatnia wartość znacznie przekracza obserwowane dla innych populacji w analogicznym okresie219.
219 Por. przypis 101.
Noworodki płci męskiej – zgodnie z założeniami przyjętymi dla kolejnych modeli, poza modelem V – winny żyć krócej niż dziewczynki, przy czym różnice są istotne statystycznie jedynie przy analizie danych surowych, bez doszaco-wania brakującej liczby dzieci (przy założeniu zarówno zastojowości popula-cji, jak i jej ustabilizowania). Dla osób w wieku 20 lat istotne różnice obserwuje się jedynie dla populacji zastojowej (jak wynika z obliczeń, wartość dalszego oczekiwanego trwania życia w tej grupie wiekowej jest większa dla mężczyzn) (tabele 61–62).
Tabela 61. Wartości dalszego oczekiwanego trwania życia noworodków (e0) i osób dorosłych (e20) (w latach) wraz z błędami standardowymi (E) dla modelu populacji zastojowej z rzymskokatolickiej parafii Kowal (1860–1880)*
Populacja zastojowa
I II III
e0 Ee0 e20 Ee20 e0 Ee0 e20 Ee20 e0 Ee0 e20 Ee20 M 20,29 0,89 33,86 0,93 20,76 0,90 33,86 0,93 18,28 0,82 33,86 0,93 K 23,89 0,88 32,81 0,84 20,78 0,80 32,81 0,84 18,31 0,72 32,81 0,84 Parafia Kowal
ogółem 22,13 0,63 33,27 0,62 20,75 0,60 33,27 0,62 18,27 0,54 33,27 0,62
* Wyjaśnienia w tekście.
Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Tabela 62. Wartości dalszego oczekiwanego trwania życia noworodków (e0) i osób dorosłych (e20) (w latach) wraz z błędami standardowymi (E) dla modelu populacji ustabilizowanej z rzymskokatolickiej parafii Kowal (1860–1880)*
Populacja ustabilizowana
IV V
e0 Ee0 e20 Ee20 e0 Ee0 e20 Ee20
M 44,79 0,95 43,25 0,90 40,46 0,92 42,64 0,91
K 48,41 0,90 43,04 0,83 40,46 0,83 42,36 0,84
Parafia Kowal
ogółem 46,73 0,66 43,13 0,61 40,44 0,62 42,48 0,62
* Wyjaśnienia w tekście.
Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Wysoka wartość przyrostu naturalnego, obliczonego na podstawie danych empirycznych, zaczerpniętych z ksiąg metrykalnych, powoduje, że dla popu-lacji ustabilizowanej, z doszacowaniem liczby dzieci zmarłych do 5. roku ży-cia i przy założeniu, że kobieta miałaby średnio 7 potomków, dalsze oczeki-wane życie noworodka dla przedstawiciela populacji kowalskiej ustalono aż na 40,44 roku. Po przeżyciu pierwszych 15 lat mieszkaniec parafii miał szan-sę dożyć do wieku ok. 61,69 roku (mężczyźni – do 61,83 roku, kobiety – do 61,58 roku; różnica nieistotna statystycznie) (ryc. 55). Parametry były istotnie wyższe niż uzyskane dla lat 1841–1859.
0 10 20 30 40 50 60
0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100 ex
Wiek (lata)
ogólnie kobiety mężczyźni
Ryc. 55. Wartości oczekiwanego dalszego trwania życia (ex) dla populacji z rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880
(populacja ustabilizowana, r = 26,1‰; Uc = 7) Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
Zgodnie z sytuacją obserwowaną wcześniej także tu największy udział zgonów odnotowuje się w grupie dzieci zmarłych w wieku 0–5 lat, jakkolwiek miały one stanowić jedynie 28,88‰ ogółu zmarłych (niemal 20% mniej niż w po-przednim podokresie). Frakcja urodzeń martwych wyniosłaby przy tych sa-mych założeniach 2,58% ogółu urodzeń.
Udział zgonów zaczął wzrastać w odniesieniu do mężczyzn już po przeży-ciu 40 lat. U kobiet nastąpiło to jeszcze szybciej, bo po osiągnięprzeży-ciu przez nie 30. roku życia. W wieku 30–45 lat umarło 10,81% ogółu kobiet, a zatem więcej
niż w latach 1841–1859, a mniej niż w obu wcześniejszych podokresach, oraz 7,74% ogółu mężczyzn (niemal tyle samo, co w każdym z poprzednich podokre-sów). Znacząco obniżył się udział osób zmarłych w wieku powyżej 65 lat (dla mężczyzn – 28,79%, dla kobiet – 29,99%). Wyliczenia dokonane po wprowa-dzeniu przyrostu naturalnego, będącego wynikiem analizy surowych danych oraz uwzględnienia poprawki dla brakującej frakcji dzieci, przy założeniu, że kobieta rodziła średnio 7 dzieci, pozwoliły uzyskać informację, że niemal po-łowa populacji dożywała wieku 45 lat (niezależnie, czy rozpatruje się porzą-dek wymierania w grupie mężczyzn, czy w grupie kobiet). Tak wysokie warto-ści, będące niewątpliwą konsekwencją wprowadzenia dużego współczynnika przyrostu naturalnego, mogą z jednej strony świadczyć o jego przeszacowaniu.
Z drugiej zaś są być może wynikiem usunięcia z populacji słabszych i chorych osobników w poprzednim podokresie, dotkniętym przez katastrofalne w skut-kach epidemie, jakie nawiedziły badany obszar w latach 40. i 50. XIX w. Praw-dopodobieństwo zgonu bardzo wyraźnie wzrosło po przeżyciu 80 lat, a zaob-serwowane prawidłowości w ogólnych zarysach ponownie można odnaleźć w każdym z pięciu rozpatrywanych modeli.
Wartości współczynnika Crowa Im dla populacji zastojowej potwierdzały-by istnienie presji selekcyjnej skierowanej przeciwko dzieciom. Wprowadzenie poprawki przyrostu naturalnego znacząco polepszyło ten parametr. Zakłada-jąc, że mamy do czynienia z populacją zastojową, należy przyjąć, że na sukces reprodukcyjny miało szansę od 1/4 do niemal 1/3 populacji – zatem mniej niż w poprzednim podokresie. Współczynnik reprodukcji potencjalnej ustalono na poziomie 82%, co pokazało, że nastąpiło niewielkie zmniejszenie nacisku se-lekcyjnego na grupę osób dorosłych. Przy założeniu poprawności ustaleń dla modelu ustabilizowanego z korekcją frakcji osób zmarłych w wieku 0–5 lat należałoby uznać, że przy niewielkiej presji selekcyjnej w stosunku do dzieci zmniejszyła się umieralność osób dorosłych, a szansę na sukces reprodukcyjny miałaby znacząco ponad połowa badanej populacji (tabela 63).
Tabela 63. Wartości mierników sposobności do działania doboru naturalnego dla populacji z rzymskokatolickiej parafii Kowal w latach 1860–1880*
Miernik Model zastojowy Model ustabilizowany
I II III IV V
Im 1,59 1,80 2,27 0,37 0,58
Ibs 0,319 0,296 0,253 0,679 0,584
Rpot 0,828 0,828 0,828 0,928 0,922
* Wyjaśnienia w tekście.
Ź r ó d ł o: ASC PRzK. Obliczenia własne.
W tym czasie doszło do prężnego rozwoju rolnictwa w Królestwie Polskim.
Nie ma wątpliwości, że wpływ na to miały przeobrażenia, które przyniosła reforma uwłaszczeniowa z marca 1864 r. Uchwalenie i wdrożenie w życie no-wego prawa w sposób istotny zmodyfikowało obraz wsi Królestwa. Wcześniej większość pozytywnych zmian, polegających głównie na coraz częstszym sto-sowaniu płodozmianu czy mechanizacji gospodarstw, dotyczyła głównie go-spodarki folwarcznej220. Ogólnokrajowe tendencje rozwojowe w rolnictwie zaistniały również w powiecie włocławskim, który w latach 60. był wciąż te-renem typowo rolniczym, co stwierdzano w licznych urzędowych dokumen-tach, np. „Głównym przemysłem powiatu włocławskiego jest gospodarstwo wiejskie”221. W folwarkach coraz częściej pojawiały się nowe maszyny i narzę-dzia, w omawianym podokresie w większości gospodarstw stosowano już pło-dozmian. Siłą rolnictwa powiatu były majątki ziemskie, np. w 1866 r. wśród
„wzorowych” gospodarstw wymieniano dobra ziemskie: Brzezie, Bachórka, Bogusławice, Chodecz, Dąbie, Dobre, Jądrowice, Kąty, Kruszyn, Krzywosądz, Łówkowice i szereg innych222.
Rolnictwo, oparte w większej części wciąż na tradycyjnych formach pro-dukcji, było narażone na wahania jej wielkości, która w analizowanym okre-sie w dużym zakreokre-sie była zależna od warunków atmosferycznych. Pomimo wykazanych pozytywnych zmian rolnictwo powiatu włocławskiego weszło
220 J. Skodlarski, Zarys…, s. 119–129.
221 APTOW, NPW, sygn. 407, k. 85.
222 Tamże, sygn. 407, k. 85; T. Dziki, W czasach…, s. 212.
w lata 60. XIX w. wyniszczone wieloletnim kryzysem z poprzedniej dekady. Po-nadto w omawianym okresie pojawiały się trudne sezony – np. w 1866 r. zbio-ry pszenicy były niższe niż w 1861 r. aż o 45%, natomiast plony o ponad 55%, zbiory żyta były niższe o 51%, a plony mniejsze o ponad 54%. Należy dodać, że różnice te nastąpiły w momencie zwiększonego wysiewu poszczególnych upraw, co zaowocowało skrajnie niskimi zbiorami (por. tabela 64). Kryzys mu-siał nastąpić w 1865 lub w samym 1866 r., gdyż produkcja obu wskazanych zbóż w latach 1863–1864 wykazywała tendencje zwyżkowe, w badanym okre-sie plon pszenicy szacowano na 5 ziaren, a żyta na 4,7 ziarna z jednego wysia-nego223. Istnieje duże prawdopodobieństwo, że bardzo złe plony z 1866 r. nega-tywnie odbiły się na sytuacji żywnościowej ludności powiatu także w 1867 r., szczególnie w okresie przednówka.
Tabela 64. Produkcja pszenicy i żyta w powiecie włocławskim w latach 1861–1866 (dane w czetwiertach)
Rok Wysiano
pszenicy Zebrano
pszenicy Plon
pszenicy Wysiano
żyta Zebrano
żyta Plon
żyta
1861 29 980 185 016 6,2 30 221 231 992 7,7
1866 37 942 102 315 2,7 32 236 112 912 3,5
Ź r ó d ł o: APTOW, NPW, sygn. 409, k. 119–120; sygn. 536, k. 666–667.
Następne dziesięciolecia, a szczególnie lata 80. i pierwsza połowa kolejnej de-kady, przyniosły nie tylko zmiany w rolnictwie, ale przede wszystkim długo-letni ogólnoświatowy kryzys agrarny, który nie ominął Królestwa Polskiego.
W Europie i na świecie pierwsze poważne problemy ekonomiczne stały się wi-doczne za sprawą krachu na giełdzie. Potężny kryzys finansowy rozpoczęło załamanie na wiedeńskiej giełdzie 9 V 1873 r. Z dnia na dzień upadały setki firm, co spowodowało, że wiele osób popełniało samobójstwo. Problemy, wy-nikłe ze światowej nadprodukcji przemysłowej, szybko objęły inne giełdy, na amerykańskiej Wall Street krach nastąpił 20 IX 1873 r., a w ciągu kilku minut ceny akcji spadły o 30%. W 1873 i w latach następnych w USA zbankrutowa-ły dziesiątki tysięcy przedsiębiorstw. Historycy twierdzą, że ogólnoświatowy
223 I. Kostrowicka, Produkcja…, s. 63.
kryzys finansowy lat 1873–1878 swoimi skutkami ustępował tylko kryzysowi lat 1929–1933224.
Załamanie finansowe miało również wpływ na spadek cen artykułów żyw-nościowych i produktów rolnych. W światowym rolnictwie już w latach 70.
XIX w. ujawniły się ewidentne przyczyny przyszłego głębokiego i długotrwa-łego ogólnoświatowego kryzysu agrarnego. W omawianym okresie równocze-śnie jednak doszło do rewolucji w dziedzinie transportu – dynamicznie roz-wijały się linie kolejowe i żegluga parowa. Niespotykany dotąd na taką skalę dostęp do środków transportu znacznie obniżał jego koszty i tym samym wy-datki za przewożenie produktów rolnych. Jednocześnie nastąpił szybki roz-wój rolnictwa i produkcji najważniejszych upraw na całym świecie. W krót-kim czasie potęgą w produkcji rolnej stały się USA, gdzie o rozwoju tej gałęzi gospodarki można mówić szczególnie po zakończeniu wojny secesyjnej (1861–
–1865). Po ustabilizowaniu się sytuacji politycznej i w efekcie wejścia w życie ustawy o osadach jeszcze z 1862 r. rozpoczął się proces bardzo szybkiego za-ludniania terenów zachodnich (każdy obywatel miał prawo do osady o wielko-ści 65 ha za podatek w wysokowielko-ści jedynie 10 dolarów). Rosja i Ukraina stały się potęgami rolnymi. Dynamiczny wzrost produkcji rolnej stymulowała tam re-forma chłopska z 1861 r. Do tych sił gospodarczych w omawianym czasie do-łączyły: Bałkany, ale przede wszystkim Indie, Argentyna, Kanada i Australia.
W tych państwach szybko pojawiły się potężne nadwyżki w produkcji zbóż, ich ilość znacznie wyprzedzała przyrost ludności. Dodatkowo przy wspomnia-nym obniżaniu kosztów transportu zboże z tych krajów i regionów zaczęło za-lewać Europę Zachodnią i Środkową, co potwierdza potężny rozwój jego eks-portu. Zboże amerykańskie i rosyjskie zdominowało międzynarodowy rynek, a będąc konkurencją pod względem cenowym dla polskiego towaru, stawiało rodzimą produkcję przed ogromnymi problemami, o których wówczas społe-czeństwo nie było świadome225.
Najważniejszymi odbiorcami zboża rosyjskiego, amerykańskiego, a także indyjskiego czy australijskiego stały się: Wielka Brytania, następnie Francja, kraje Beneluksu, Szwajcaria i oczywiście Niemcy, czyli państwa i regiony, któ-re do tego momentu były któ-realnymi i ważnymi odbiorcami polskiej produkcji.
224 J. Łukasiewicz, Kryzys agrarny na ziemiach polskich w końcu XIX wieku, Warsza-wa 1968, s. 10–11.
225 Szerzej zob. tamże, s. 15–23.
Bardzo duży napływ zbóż spoza Europy musiał ostatecznie doprowadzić do ostrej konkurencji, nadprodukcji i zarazem do dużej obniżki ich cen. Na przy-kład w Anglii w latach 1872–1899 ceny upraw finalnie spadły o 38%, w Belgii do 1897 r. o 48%, a ziemniaków o 42%. Problem nadprodukcji stawał się tak poważny, że pomimo wielkiego nieurodzaju w Europie Zachodniej w 1879 r.
ceny upraw nie tylko nie wzrosły, ale wręcz ten rok uznaje się za początek du-żej deprecjacji wartości zbóż. Europejskie niedobory w sposób przekraczający potrzeby wyrównywało głównie zboże amerykańskie226.
W latach 70. i w każdej następnej dekadzie na wielkość zbiorów i plonów niebagatelny wpływ miały warunki atmosferyczne. Na przykład w 1873 r., czy-li w okresie krachów giełdowych, w guberni warszawskiej po zimie i ciepłym marcu przyszła „surowa pogoda”, na co dzień było chłodno i wilgotno, przez co producenci rolni upraw jarych zostali narażeni na spore straty. Aż w ośmiu powiatach guberni w tym roku zarejestrowano gradobicia, które wyrządziły mnóstwo szkód227. Warunki wilgotnościowe występujące między czerwcem a sierpniem w analizowanym okresie przedstawiono na ryc. 56. Odbiegające od warunków przeciętnych, szczególnie wilgotne lata to: 1860 (3,90 – wyjątkowo wilgotny), 1866 (2,09 – umiarkowanie wilgotny), 1869 (1,25 – lekko wilgotny) i 1878 (1,58 – lekko wilgotny). Jednak w większości lat miesiące od czerwca do sierpnia należały do okresów suchych. Do szczególnie suchych trzeba zaliczyć okresy letnie w latach: 1864 (−3,34 – wyjątkowo suchy), 1867 (−1,39 – lekko su-chy), 1868 (−2,90 – umiarkowanie susu-chy), 1875 (−2,06 – umiarkowanie suchy) i 1880 (−3,42 – wyjątkowo suchy). Na uwagę zasługuje także 1880 r., ponieważ rozpoczyna on kilkuletni suchy okres, mający swoje odzwierciedlenie w rol-nictwie (por. podrozdział 4.5).
226 Stosunki rolnicze Królestwa Polskiego, praca zbiorowa, kier. S. Janicki, Warszawa 1918, s. 201; J. Łukasiewicz, Kryzys…, s. 24–36.
227 Обзоръ Варшавской Губернии за 1873 г. (dalej: ОВГ за [rok]), Warszawa 1874, s. 1, 86.
-5,0 -4,0 -3,0 -2,0 -1,0 0,0 1,0 2,0 3,0 4,0 5,0
1860 1861 1862 1863 1864 1865 1866 1867 1868 1869 1870 1871 1872 1873 1874 1875 1876 1877 1878 1879 1880
sc-PDSI 10-Year Spline
Ryc. 56. Wielkość wskaźnika sc-PDSI dla Kowala w latach 1860–1880 Ź r ó d ł o: E. R. Cook i in., Old World…
Średnia temperatura w analizowanym okresie wynosiła 7,4oC (tabela 65). Po-dobnie jak wcześniej średnia temperatura podczas zimy i wiosny była niższa od średniej temperatury wieloletniej. W analizowanym czasie widoczne były duże wahania średniej rocznej temperatury z roku na rok (ryc. 57). Dla przy-kładu w 1853 r. średnia roczna temperatura wynosiła 9,0oC (na podstawie od-chylenia od średniej wieloletniej rok ten zakwalifikowano do grupy ekstremal-nie ciepłych), a w roku następnym już tylko 5,9oC (na podstawie odchylenia od średniej wieloletniej rok ten uznano za anomalnie chłodny). Podobna sy-tuacja wystąpiła w latach 1870 i 1871, w których średnia roczna temperatura wynosiła odpowiednio 5,8°C (rok anomalnie chłodny) i 5,4oC (rok ekstremal-nie chłodny), a już w 1872 r. średnia roczna temperatura wynosiła 9,1oC (rok ekstremalnie ciepły). Jednocześnie w 1873 r. średnia roczna temperatura była najwyższa w całym wieloleciu 1815–1914. Podobna zmienność była widoczna w przebiegu średniej miesięcznej temperatury powietrza (ryc. 58). W 1861 r.
styczeń był anomalnie chłodny, luty i marzec były bardzo ciepłe, kwiecień i maj – bardzo chłodne, czerwiec i lipiec – bardzo ciepłe. W 1865 r. luty był anomal-nie chłodny, marzec – bardzo chłodny, kwiecień – przeciętny, maj – bardzo cie-pły, czerwiec – ekstremalnie chłodny, lipiec – ekstremalnie ciepły. Podobnie było w 1866 r.: styczeń – bardzo ciepły, luty, marzec i kwiecień – przeciętne, maj – bardzo chłodny, czerwiec – ekstremalnie ciepły, lipiec – bardzo
chłod-ny, sierpień – przeciętchłod-ny, wrzesień – ekstremalnie ciepły, październik – bardzo chłodny. Zbliżona zmienność była widoczna również w innych latach analizo-wanego okresu.
-3,0 -2,0 -1,0 0,0 1,0 2,0 3,0
0,0 1,0 2,0 3,0 4,0 5,0 6,0 7,0 8,0 9,0 10,0
1860 1861 1862 1863 1864 1865 1866 1867 1868 1869 1870 1871 1872 1873 1874 1875 1876 1877 1878 1879 1880 Standaryzowane odchylenia od średniej wieloletniej
Średnia roczna temperatura powietrza [oC]
Standaryzowane odchylenia Średnia roczna temp. powietrza
Ryc. 57. Średnia roczna temperatura w Warszawie w latach 1860–1880 i jej odchylenia od średniej wieloletniej z okresu 1815–1914
Ź r ó d ł o: H. Lorenc, Studia… Obliczenia własne.
1863 1864 1865
1866
1867 1868 18691870 1871
1872
1873 1874 1875 1876 1877 1878 1879 1880
≤ −2,00 Skrajnie zimno
−1,50–1,99 Bardzo zimno
−1,00–1,49 Umiarkowanie zimno
−0,99–0,99 Normalnie 1,00–1,49 Umiarkowanie ciepło 1,50–1,99 Bardzo ciepło
≥ 2,00 Skrajnie ciepło Legenda
Ryc. 58. Odchylenia standardowe średniej miesięcznej temperatury powietrza w latach 1860–1880 od średniej z okresu 1815–1914
Ź r ó d ł o: H. Lorenc, Studia… Obliczenia własne.
Tabela 65. Średnia miesięczna, roczna i sezonowa temperatura powietrza w Warszawie w latach 1860–1880 i 1815–1914
Miesiące
Rok Wiosna Lato Jesień Zima
I II III IV V VI VII VIII IX X XI XII
x̅1 −3,5 −2,5 1,0 7,2 12,4 17,5 18,7 17,6 13,6 7,5 1,8 −3,0 7,4 6,9 18,0 7,6 −3,1
x̅2 −4,1 −2,4 1,2 7,2 13,0 17,0 18,5 17,5 13,3 8,1 2,0 −2,1 7,4 7,2 17,7 7,8 −2,8
x̅1 – średnia w latach 1860–1880 x̅2 – średnia w latach 1815–1914
Ź r ó d ł o: H. Lorenc, Studia… Obliczenia własne.
Podobną zmiennością z roku na rok charakteryzował się przebieg rocznych sum opadów atmosferycznych przedstawiony na ryc. 59. Jednak w większości lat sumy roczne nie przekraczały tu ±1,0 odchylenia standardowego. Zmien-ność miesięcznych sum opadów przedstawiono na ryc. 60. Istotne znaczenie miały ponadprzeciętne sumy opadów występujące w miesiącach wegetacyj-nych. Duże opady nawet w jednym miesiącu tego okresu mogły być przyczy-ną problemów związanych z produkcją rolniczą. Przykładem może być 1865 r., w którym w kwietniu i maju wystąpiły opady mniejsze od przeciętnej, a na-stępnie w czerwcu i sierpniu – opady wyższe niż zazwyczaj. Również w 1866 r.
sierpień należał do miesięcy ekstremalnie wilgotnych. Ponadto miesięczne sumy opadów ponad wartość średnią wystąpiły także w latach: 1876 (wrze-sień), 1877 (czerwiec, sierpień i wrze(wrze-sień), 1878 (czerwiec) i 1880 (lipiec, sier-pień i październik).
-3,0 -2,0 -1,0 0,0 1,0 2,0 3,0
0 100 200 300 400 500 600 700
1861 1862 1863 1864 1865 1866 1867 1868 1869 1870 1871 1872 1873 1874 1875 1876 1877 1878 1879 1880 Standaryzowane odchylenia od średniej wieloletniej
Roczna suma opadów atmosferycznych [mm]
Standaryzowane odchylenia Roczna suma opadów atmosferycznych
Ryc. 59. Roczne sumy opadów atmosferycznych w Bydgoszczy w latach 1861–1880 i ich odchylenia od średniej wieloletniej z okresu 1861–1914
Ź r ó d ł o: W. Smosarski, Temperatura i opady w Wielkopolsce, Ministerstwo Wyznań Religijnych i
Ź r ó d ł o: W. Smosarski, Temperatura i opady w Wielkopolsce, Ministerstwo Wyznań Religijnych i