We współczesnych badaniach nad wzrostem antropolodzy posługują się próbami reprezentatywnymi, a więc wszelkie wyniki obliczeń mogą być bez obaw generalizowane. W badaniach historycznych najczęściej nie sposób stworzyć próby reprezentatywnej, stąd w większości dociekań opartych na zapisach indywidualnych problem ten po prostu się
pomija, przyjmując milcząco założenie, że przynajmniej w obrębie jednej prowincji lub krainy zmiany zachodziły w podobnym tempie. Wiąże się to z pomniejszeniem, lub wręcz całkowitym zignorowaniem oddziaływania różnego rodzaju dryfów genetycznych, które mogą przecież dawać o sobie znać w zagregowanym materiale. Siłą rzeczy muszę postępować podobnie
Próba uogólnienia wniosków płynących z analizy ksiąg poborowych na całe Kró− lestwo i identyfikacja gradientów społecznych wymaga najpierw przeanalizowania danych na poziomie powiatów. Jeśli w większości z nich tendencja zmian będzie podobna, wówczas możliwe będzie połączenie obserwacji i ich analiza jako całości. W rozważaniach wezmę pod uwagę jedynie te powiaty dla których posiadam dane z wię− cej niż jednego rocznika3.
Analizę rozpocznę od zestawienia średnich w poszczególnych powiatach dla wszystkich poborowych. Pozwala to wykorzystać nie tylko dane z powiatów prze− badanych przeze mnie, lecz także wyniki pomiarów opublikowane w pracach Tołwińs− kiego, Kosieradzkiego i Snigiriewa4. Dzięki temu zabiegowi przynajmniej w przekroju 1876−1913 będzie można porównywać większą liczbę powiatów. Z punktu widzenia metodycznego będę się przy tym posługiwał się średnią dla ogółu poborowych (przy założeniu, że niezmierzeni mierzą 33,5 werszka) i średnią K&K (od minimalnego wzrostu 34,875 werszka wzwyż). Z uwagi na omówione już niedokładności pomiaru wyniki uzyskane na podstawie danych źródłowych będę kontrolował przy pomocy metody CR, sygnalizując przypadki, gdy rezultat odbiega od średnich obliczonych na podstawie danych źródłowych. Dane zestawiam w tablicy XXVII na końcu książki.
Porównanie wyników uzyskanych na podstawie ksiąg poborowych i wyliczeń Snigiriewa dla 1875 roku wskazuje, że między pomiarami występuje znaczna zbieżność. Wyjątkami są jedynie powiat warszawski i szczuczyński. W tym ostatnim zaniżenie średniej jest efektem niskiego wzrostu poborowych w 1876 roku (161,7 cm). W 1874 był on identyczny jak w danych Snigiriewa i wynosił 163,2 cm. Było to efektem obniżenia się średniego wzrostu wśród chrześcijan o 1 cm i aż o 2 cm wśród Żydów. Jednocześnie odsetek tych ostatnich wzrósł z 18 do 28%. Są to jednak zmiany naturalne i nie ma powodu by eliminować ten powiat z próby. Inaczej rzecz się ma z powiatem warszawskim. Bardzo duża różnica pomiędzy średnią K&K a średnią obliczoną na podstawie danych źródłowych jest wynikiem nieodnotowywania wzrostu poborowych nie dochodzących do ustawowej minimalnej granicy wzrostu. Biorąc pod uwagę jedynie wzrost pomierzonych (kolumna K&K) oraz stosując metodę największego prawdopodobieństwa uzyskujemy domniemaną średnią na poziomie 161,6 cm, przy odchyleniu standardowym równym 7,4 cm, a więc o cały centymetr więcej niż w da−
3 Poza analizą w tym rozdziale pozostaną więc poborowi z powiatu łowickiego (dysponuję danymi tylko dla okresu 1866), sieradzkiego i radzyńskiego. Ich włączenie do analizy będzie możliwe dopiero po stwierdze-niu, że dane analizowane w tym rozdziale dają spójny obraz, a nie są jedynie nieskoordynowanymi ze sobą fragmentami większej całości.
4 Tołwiński 1902, Kosieradzki 1905, Snigiriew 1878. Nie brałem tu pod uwagę danych opublikowanych przez Warszawski Komitet Statystyczny (WKS 1907), bowiem są to zagregowane liczby odnoszące się do długich okresów (1784−1889 i 1890−1898), a poza tym pogrupowane zostały z dokładnością do 1 werszka, co może zniekształcać średnią arytmetyczną i odchylenie standardowe. Ponadto, wykorzystanie danych WKS z lat 1890−1898 jest niemożliwe z powodów wyłuszczonych w poprzednich podrozdziałach.
nych źródłowych. Tak czy inaczej jednak, duża różnica pomiędzy danymi Snigiriewa i źródła pozostaje. Wynika ona w części zapewne z faktu, że u Snigiriewa uwzględniono także Warszawę, ale z drugiej strony średnia dla ogółu poborowych bardzo daleko odbiega od wartości z 1875 roku. Wszystko to skłania do wyeliminowania danych z po− wiatu warszawskiego z przekroju 1876, bowiem wydają się one mało wiarygodne. Z uwagi na to, że dane Snigiriewa uwzględniają również miasto, zastąpienie nimi liczb obliczonych na podstawie księgi poborowej nie jest wskazane.
Syntetyczny obraz zmian we wzroście poborowych przedstawia tablica IV.1. Skon− struowałem ją wyliczając średnią ze średnich arytmetycznych dla poszczególnych powia− tów. Chciałem w ten sposób wyeliminować wpływ nierównej liczby poborowych w posz− czególnych okręgach poborowych.
Okres Średnia (dane źródłowe)
Liczba powiatów
Średnia K&K Liczba powiatów Odsetek poniżej 34,75 werszka 1866 162,6 5 163,9 5 10,9 1876 163,3 16 164,5 15* 10,4 1882 162,7 5 164,5 3** 10,3 1892 164,2 12 165,2 9*** 7,2 1902 165,1 10 165,8 8# 4,9 1908 165,3 5 166,0 5 5,5 1913 165,4 11 166,1 11 5,0
* bez powiatu miechowskiego.
** bez powiatów miechowskiego i lubartowskiego.
*** bez powiatów miechowskiego, lubartowskiego i kaliskiego. # bez powiatów miechowskiego i kaliskiego.
Tablica IV.1. Średni wzrost poborowych w wybranych powiatach Królestwa Polskiego 1866−1913. Średnie ze średnich arytmetycznych poszczególnych powiatów.
Przeciętne podnoszenie się wzrostu mężczyzn stających do poboru pomiędzy okre− sami 1876 a 1913 wyniosło 2,1 cm, czyli 0,6 cm na dekadę. Porównanie ze skory− gowanymi danymi dla rekrutów wymaga skrócenia badanego okresu do lat 1882−1908. Jak pamiętamy, siła trendu na tym dystansie wyniosła dla rekrutów 1,3 cm, czyli 0,5 cm na dekadę. Dla poborowych było to dokładnie dwa razy więcej, 2,6 cm w 26 lat, czyli 1 cm na dekadę. Podobna różnica występuje jeśli zestawimy dane w przekroju 1876−1908, gdzie reprezentacja powiatów w próbie jest znacznie bogatsza. Na dystansie tym u rekrutów obserwowaliśmy zmianę średniej o 1 cm w ciągu 32 lat, czyli 0,3 cm na dekadę. Wśród poborowych natomiast różnica wynosi 2 cm, czyli 0,6 cm na dekadę. Tak więc dysproporcja utrzymuje się. Siła trendu widziana przez pryzmat średniej K&K wynosi 1,5 cm (1876−1908), a więc leży dokładnie w środku.
Pewną pomocą okazuje się zestawienie średnich dla poborowych i rekrutów w po− wiatach, o których mowa (tablica XXVIII na końcu). Średnie dla poborowych obliczyłem na podstawie danych indywidualnych, natomiast średnie rekrutów pochodzą z danych urzędowych z uwzględnieniem koniecznych przeszacowań. Na 16 ukazanych w tablicy powiatów, w 9 zmiany średniej dla rekrutów i dla poborowych są sobie bardzo bliskie. W pozostałych 7 średnie różnią się. Najczęściej wzrost poborowych podnosi się mocniej niż wzrost rekrutów. Oznacza to, że skonstatowane powyżej znaczne różnice w tempie trendu sekularnego w okresie 1882−1902 wcale są nieprawdopodobne.
Mniejsza dynamika wśród rekrutów może wynikać także z wahań przypadkowych spowodowanych różnym stopniem selekcji poborowych w różnych powiatach i la− tach. Najprawdopodobniej jednak źródłem zaobserwowanej różnicy w tempie zmian średniej rekrutów i poborowych jest mechanizm trendu sekularnego polegający na szybszym dorastaniu najniższych poborowych.
Zestawiając dane indywidualne ze statystyką urzędową trzeba się też liczyć z nie− reprezentatywnością analizowanych danych. W próbie brak przecież powiatów z guber− ni siedleckiej, suwalskiej i płockiej. Są to gubernie − poza siedlecką – w których trend sekularny nie zaznaczył się. Z tego regionu posiadam jedynie dane z czterech powiatów guberni łomżyńskiej. W analizie trendów warstwowych, trzeba więc będzie powiaty te traktować odrębnie.
Niereprezentatywny charakter próby nie wyczerpuje problemu, bowiem siła trendu dla poborowych jest większa niż dla rekrutów także w guberniach, które są w próbie reprezentowane. W poprzednim rozdziale sygnalizowałem już niedokładności wynika− jące w przeszacowań. Polegały one głównie na obniżaniu średniej jeśli jej skok był zbyt wysoki. Najwyraźniej przeszacowania doprowadziły do nadmiernego obniżenia średniej w okresie 1905−1908.