Kwartalnik Statystyczny, 1930, T. 7, z. 1
555
0
0
Pełen tekst
(2) III P o w ier zc h n ia ogólna z p od ziałem na użytki i u w z g lę d n ie n ie m kategoryj p r a w nych w ł a s n o ś c i ....................................... 293. III S u p e rfic ie totale av ec repartition su ivant le m ode d ’utilisation des terres et par ca te g o r ie s de titres de p ossessio n . . . 293. IV P o w ie r z c h n ia p o sz c z e g ó ln y c h u p raw . . 304 V Z b i o r y .......................................................................... 3 1 9. IV S u p erficie des d ifferen tes V. T a b lice. 2.. P o w ier zc h n ia i zbiór p a s z y ..................... 350. Tabl.. M ieczysław Smerek. 3. 4. 5. 6. 7.. 3. 4. 5. 6. 7.. S u p e r fic ie en sem en c.će e t r ć c o lte s par d ć p a r t e m e n t ........................................................ 346 S u p e r fic ie et r ćco ltes des p la n tes fourr a g ć r e s ..................... 350 S u p e rfic ie e n s e m e n c e e par arrondiss e m e n t ................................................................. 351 R ćcoltes par a r r o n d i s s e m e n t ......................366 Etat des cultures en chiffres qualificatifs 371 T e m p ćra tu res et eaux to m b ć e s . . . . 373 S u p e rfic ie e n s e m c n c ć e et r ćc o lte s par d ć p a r tem e n t dans les a n n e e s 1 9 2 2 — 1 9 2 9 3 7 5. Les banques communales en Pologne en 1926—1928 391. D efinicja, rozwój i stan b a n k ó w k o m u n aln ych w P o l s c e ...................................... • . 391 Cel i m etoda sta tystyk i b an k ów kom u n a ln y ch ..................................................................... 3 9 3 F un d u sze o b r o t o w e .......................................... 3 9 4 D ziałalność k r e d y t o w a ...................................... 420 P ły n n o ś ć a k t y w ó w .......................................... 4 7 4 R e n t o w n o ś ć ................. • ...................................... 478 W n io sk i o g ó l n e .................................................... 4 3 7. Inwentarz żywy w P o l s c e ..................................................... p.Tabl. 1 . W e d łu g w o j e w ó d z t w ...................................... 4 9 2 Tabl. 2. W e d łu g p o w ia tó w ............................. 4 9 6 J e r z y Neym an Przegląd literatury obcej. 1.. M ieczyslas Smerek. Banki komunalne w Polsce w latach 1926—1928 . . 391. 2.. R ć c o l t e s .......................... ......................................3 1 9. Tabl. 2 .. Tabl. Tabl. 3. P o w ier zc h n ia zasiana w e d łu g p o w ia tó w 351 Tabl. 4. Zbiór w e d łu g p o w ia tó w • ..................... 366 Tabl. Tabl. 5. S ta n z a s ie w ó w w s t o p n i a c h ................. 371 Tabl. Tabl. 6 . T e m p e ra tu r a i o p a d y .................................. 3 7 3 Tabl. T abl. 7. P o w ie r z c h n ia zasiana i zbiór w e d łu g Tabl. w o j e w ó d z t w w lalach 1 9 2 2 —1 9 2 9 . . . 3 7 5. 1.. 304. T a b le a u x. Tabl. 1 . P o w ier zc h n ia zasiana i zbiór w e d łu g w o j e w ó d z t w .....................................................^ 3 4 6 Tabl.. cu ltu res . . .. 1. D ćfin ition , ev o lu tio n e t Situation des b an qu es c o m m u n a le s en P o lo g n e . . . 391 2 . Buts et m ćth od es de la statistique des b an q u es c o m m u n a l e s ....................................... 3 9 3 3 . F ond s de r o u l e m e n t ......................................... 3 9 4 4. O pćrations de c r ć d i t .........................................420 5. L iqu id itć de 1’a c t i f ............................................. 474 6 . R e n t a b i l i t ć ............................................................... 478 7 C on clu sion s g ć n ć r a le s . . . . . . . . . 487 E f f e c tif du cheptel vivant en P o l o g n e ..........................491 Tabl. T abl.. 1. P a r d ć p a r te m e n t ............................... 492 2. Par a r r o n d i s s e m e n t ............................................ 496 Georges Neym an. • ........................................... ....... Revue de la literaturo etrangere. ...................................556. Ustawy i rozp orządzen ia.................................................... ....... Lois et arrßtes. Z arzą d zen ie M inistra S p r a w W e w n ę t r z n y c h z dnia 2 7 lu teg o 1929 r. w sp r a w ie w y k a zu m iast u p ra w n io n y c h do otrzym an ia ty g o d n io w y ch sp raw ozd ań o ruchu natu raln ym ludności . . 569 R o z p o r zą d ze n ie R ady M inistrów z dnia 27 m arca 1 9 2 9 r. w sp ra w ie statystyki celn ej . . . . . 569 Instrukcja z dnia 3 0 m arca 1929 r. w sp ra w ie sta tystyk i produkcji rolnej w y d an a dla p o w ia to w e j w ła d z y adm inistracji ogólnej . . . . . 570. A rrćte du M inist re de 1’Interieur du 27 fćvrier 1 9 2 9 au su jet des v illc s ayant droit d 'ob ten i r des co m p tes-re n d u s hebd om adaires sur le m o u v e m e n t na tu rei de la populati 011 . . . . 569 A rrćtć du Conseil des M inistres du 27 rnois 1929 en m atićre de statistiqu e d o u a n i ć r e ......................569 Instruction du 30 mars 1:929 en m atićre de sta tistique de la production agricole, d e stin ć e aux autorites adm in istratives des a rro n d issem en ts 570 Instruction du 30 mars 1929 en m a tićre de sta tistique de la production agricole, d e stin ć e aux adm inistrations des c o m m u n e s urbaines et r u r a l e s ...............................• ...........................................572 D ćcision du C onseil des M inistres au sujet du statut d ’organisation de FOffice C entral de S ta tistiq u e .............................................................574. Instrukcja z dnia 30 m arca 1929 r. w sp raw ie sta ty sty k i produkcji rolnej w y d a n a dla zarzą d ó w gm in w ie jsk ic h i m i e j s k i c h .............................. 572 U c h w a ła R ady M inistrów z dnia 8 listopada 1 9 2 9 1*. w sp raw ie statutu organ iza cyjn ego G łó w n e g o U r zę d u S ta ty sty cz n e g o . . . . . . 574. ....................................................• 569.
(3) ROK. 1930,. TOM VII,. ZESZYT 1. R E V U E T R I M E S T R I E L L E DE S T A T I S T I Q U E ANNEE. 1930,. TOME VII, 0. FASCICULE 1. T. 3»,8 ' STE FA N SZULC. 17 7 ^. MIARY PRZYROSTU NATURALNEGO LUDNOŚCI. Mam zamiar poniżej rozpatrzyć pewne miary statystyczne, stosowane przy ocenie przyrostu naturalnego ludności — miary, z których niektóre są u nas mało, a inne zapewne zupełnie nieznane. Spółczynnik przyrostu naturalnego, obli czony w stosunku do ogółu ludności, jako różnica ogólnego spół czynnika urodzeń a ogólnego spółczynnika zgonów, wyraża oczywiście z całkowitą ścisłością rzeczywiste względne zwiększenie (lub zmniejszenie) lud ności w danym okresie czasu w stosunku do istniejącej w tym okresie ludności, jedno cześnie jednak wartość spółczynnika przyro stu naturalnego zależna jest od mnóstwa okoliczności przypadkowych, tak jak spół czynnik. ogólny urodzeń odzwierciadla nie tylko rzeczywistą płodność, a spółczyn nik ogólny zgonów nie tylko rzeczywistą umieralność, lecz również szereg czynników ubocznych. Chodzi o to przedewszystkiem, źe zarówno umieralność, jak płodność jest funkcją wieku, a układ ludności według wieku kształtuje się—drogą skomplikowanej zależności—pod wpływem przebiegu zgonów i urodzeń oraz pod wpływem innych czyn ników, nie mających nic wspólnego z prze biegiem urodzeń i zgonów. Wynikające stąd zagadnienia w stosunku do umieralności rozpatrzone są ni. in. w pracy mojej p. t. O t. zw. standardyzacji czyli poprawianiu ivspółczynników b Konkretnie mamy do czynienia obecnie naprzykład z następującym stanem rzeczy. Ugrupowanie według wieku ludności większości państw europejskich w tym sta nie, w jakim je widzimy obecnie, powstało w dużo większym stopniu pod wpływem. umieralności (włączając w to zmiany umie ralności) oraz zmiennej liczby urodzeń, ani żeli pod wpływem wędrówek. Ludność tych państw w latach ubiegłych szybko rosła dzięki dużej nadwyżce urodzeń nad zgonami; skutkiem tego młodsze roczniki wieku li czebnie były stosunkowo silniej obsadzone, aniżeli roczniki starsze, a różnica ta potęgo wała się jeszcze na korzyść roczników młod szych dzięki spadającej umieralności2. Gdy teraz w ciągu ostatnich dziesięcioleci — w jednych państwach wcześniej, w innych później — zaczęła spadać nie tylko stopa urodzeń, ale i liczba absolutna urodzeń, obniżyła się liczebność najmłodszych roczni ków, gdy roczniki środkowe są wciąż jeszcze stosunkowo liczne. Tak powstał układ wieku, niezmiernie charakterystyczny dla państw Europy środ kowej i północnej: stosunkowo bardzo wielka liczebność roczników środkowych przy sto sunkowo małej liczebności roczników naj młodszych i starszych. W ynikają stąd ważne konsekwencje w stosunku zarówno do spół czynnika ogólnego zgonów jak do spółczyn nika ogólnego urodzeń: spółczynnik ogólny zgonów spada, gdyż wśród ludności słabo są reprezentowane grupy o dużej umieralności, najmłodsze i najstarsze, spółczynnik ogólny urodzeń wzrasta, gdyż silnie są reprezento wane środkowe grupy wieku, które jedynie uczestniczą w rozmnażaniu się ludności. Znaczy to, że obecnie wykazywane w tych państwach spółczynniki urodzeń i zgonów (a więc i przyrostu naturalnego) przedsta wiają sytuację w świetle zbyt korzystnem, a gdyby istniejące warunki umieralności i płodności trwały przez czas dłuższy, co doprowadzićby musiało do zmian układu. r K w a r t a l n i k S t a t y s t y c z n y , r. T920 t om VI zesz. 4 s t r . 1403 i n as i . o r a z o s o b n a o d b i t k a . a W r o k u np. 1900 o s ó b 4 0 -l et n ic h ni etyl ko d l a t e g o b y ł o mn iej , ni ż 2 0 -l et n ic h, że t y l k o cz ęś ć os ób, k t ó r e w r. rggo m i a ł y l at ao, d o ż y ł a r o k u 1000, i n i e t y l k o dl at eg o , że w r. iggo u r o d z i ł o się wi ęc ej dzieci, ani żel i w tgóo, ale i d l a t eg o , że z p o ś r ó d dz ie c i u r o d z o n y c h w r. l8bo m n i e j s z a cz ęś ć o s i ą g n ę ł a ao lat, aniżeli z p o ś r ó d u r o d z o n y c h w r . iggo. K w a r t a l n i k S t a t y s t y c z n y , 1930.. 1.
(4) ludności według wieku, stosunek urodzeń i zgonów mógłby ulec zasadniczej zmianie— na niekorzyść urodzeń ł. Dla urodzeń, w sposób podobny jak dla zgonów, można obliczyć spółczynniki stań dardyzowane, biorąc za podstawę pewien określony, układ wieku, i -te spółczynniki standardy zowane mogłyby stanowić pod stawę porównań ogólnikowych. Natomiast różnica pomiędzy standardyzowanym spół czynniki em zgonów jako miara przyrostu naturalnego wprawdzie da się pomyśleć, lecz byłaby to miara nazbyt sztuczna i nazbyt mało precyzyjna. Za miarę przyrostu naturalnego bez względnie nie może uchodzić bezpośrednie porównanie surowego spółczynnika urodzeń ze spółczynnikiem zgonów dla ludności za stojowej (odwrotnością przeciętnego trwania życia czyli spółczynnikiem tabelarycznym, jak go nazwałem w cytowanej poprzednio pracy). Porównanie takie jest niedopuszczal ne po pierwsze dlatego, że w ludności za stojowej spółczynnik urodzeń nie byłby równy obecnemu spółczynnikowi surowemu, powtóre dlatego, że ludność, rozwijająca się pod wpływem pewnych danych warunków płodności i umieralności, bynajmniej nie zdąża do tego, by stać się ludnością zasto jową. Miarę ścisłą otrzymamy, obliczając tablicę płodności w sposób analogiczny do tablicy wymieralności. Zakładamy, że istniejące w pewnym momencie warunki umieralności i płodności w poszczególnych grupach wieku kobiet trwać będą bez zmiany przez czas dłuższy i obliczamy, ile w takim razie pewna liczba kobiet wstępujących w życie (naprz. iooooo) wydałaby na świat dzieci płci żeń skiej w ciągu całego swego życia. Jeżeli ta liczba będzie większa od liczby wyjściowej kobiet (t. j. od iooooo), wnioskujemy, że istniejące w danym momencie warunki umieralności i płodności prowadzą do przy rostu ludności, jeżeli liczba ogólna dzieci płci żeńskiej wypadnie mniejsza, stwierdza. my, że warunki te prowadzą do stopniowego zaniku ludności. Rachunek, jak. i przeważnie bywa stosowa ny, jest bardzo prosty. Obliczamy spółczyn niki urodzeń dzieci płci żeńskiej dla poszczegól nych grup wieku matek: grup rocznych, jeżeli chcemy osiągnąć większą ścisłość, lub pięcioletnich, co daje wyniki praktycznie dostatecznie dokładne. Urodzenia ślubne i nieślubne bierze się łącznie w stosunku do ogółu kobiet danej grupy wieku. Następ nie ustala się na podstawie tablicy wymie ralności danego czasu i miejsca, ile z pośród określonej liczby (np. iooooo) noworodków płci żeńskiej osiąga wiek rozrodczy (lat 15 do 50 w przybliżeniu). Mnożąc liczbę kobiet osiągających wiek lat 15—20 przez spółczyn nik urodzeń dla tego wieku, liczbę kobiet osiągających wiek lat 20 — 25 przez odpo wiedni spółczynnik urodzeń i t. d. do końca okresu rozrodczego i sumując iloczyny otrzy mamy bezpośrednio ogólną liczbę dzieci (płci żeńskiej), którą wydałaby na świat w ciągu swego życia dana grupa kobiet wstępujących w życie, gdyby do końca okresu rozrodczego podlegała panującym w danym momencie warunkom umieralności i płodności2. W takiej formie metoda była zastosowa na po raz pierwszy przez wybitnego nie mieckiego statystyka R. B o c k h a przy ba daniach nad rozwojem ludności Berlina (na rok 1879 i następne 3. Dalsze obliczenia pro wadzili R. K u c z y n s k i dla Berlina i Szwe cji, J. R a h t s dla Charlottenburga i później dla całego szeregu państw europejskich (Niemcy i Szwecja w różnych latach, Danja, Francja). Badania te wykazały z całą oczy wistością, że pozór — surowy spółczynnik przyrostu naturalnego — aż nazbyt często myli, dając obraz odpowiadający przypadko wym warunkom chwili. Ostatnio R. Kuczyń ski przeprowadził obszerne badanie porów nawcze nad państwami Europy zachodniej i północnej; zgromadziwszy w swej pracy niezmiernie obfity materjał, doszedł do wy-. 1 P o d o b n y s k ł a d w i e k u , co p o wy ż e j o pi nany, o t r z y m u j e si ę w k r a j a c h o z n a c z n e j i mmi gr acj i ( d o t y c z y to t a k ż e mi as t). N a t o m i a s t w y j ą t e k s t a n o w i z p a ń s t w e u r o p e j s k i c h F r a n c j a , k t ó r e j l udnoś ć o d d a w n a j u ż p r a w i e n i c w z r a s t a , i gdzi e s p a d e k liczby u r o d z e ń byl w o s t at n i c h d z i e s i ę c i o l e c i a c h s t o s u n k o w o m n i e j s z y , ani że li w i n n y ch p a ń s t w a c h E u r o p y ś r o d k o w e j i p ó ł n o c n e j . W y n i k a st ąd, że w a r u n k i d e m o g r a f i c z n e F r a n c j i ni e są t a k n i e k o r z y s t n e , j a k z d a j e się w s k a z y w a ć p o r ó w n a n i e s p ó ł c z y n n i k ó w o g ól n yc h r uc h u n a t u r a l n e g o l u d n o ś ci z o d p o w i c d n i e m i s p ó ł c z y n n i k a m i i n n y ch p a ń s t w . W e F r a n c j i c zy nn iki p r z y p a d k o w e n i e p o d n o s z ą s t o p y u r o d z e ń i ni e o b n i ż a j ą s t o p y zgo n ów w t ym s t o p n i u , j a k się to d zi e j e w i nn yc h k r a j a c h . . . . . . , . , , . , 2 O p e r u j e m y u r o d z e n i a m i k o b i e t , p o n i e w a ż s t o s u n e k l iczby j e d n o s t e k pł ci ż e ń s k i e j . w d wu n a s t ę p u j ą c y c h p o s o b i e p o k o l e n i a c h jest m i a r o d a j n y do us tal eni a, czy i s tn ie ją c e w a r u n k i w y s t a r c z a j ą d o u t r z y m a n i a l u d n o ś c i na d a n y m p o z i o m i e , czy p r o w a d z ą do p r z y r o s t u czy t eż do z m n i e j s z a n i a s ię l i c z e b n e g o l u d n o ś c i . Mo żn a n a t u r a l n i e obl iczać r ó w n i e ż s p ó ł c z y n n i k i , w y r a ż a j ą c e s t o s u n e k w s z y s t k i c h u r o d z e ń ( c h ł o p c ó w i d z i e w c z ą t ) do ogólnej liczby k o b i e t d a n e j g r u p y wielcu. O t r z y m a n a w w y n i k u t a k i e g o r a c h u n k u l iczba w y r a z i ogół dzi eci , k t ó r e w y d a na ś w i ą t w ciągu s w eg o życia g r u p a kobiet, w s t ę p u j ą c a w życie; tej l iczby j e d n a k nie m oż na p o r ó w n y w a ć z liczbą iooooo ( w y j ś c i o w a l ic zb a k o b ie t) , lecz z liczbą p o w i ę k s z o n a o liczbę u r o d z e ń c h ł o p c ó w , p r z y p a d a j ą c ą w d a n y c h w a r u n k a c h na i ooooo u r o d z e ń d z i e w c z ą t —t. zn. z a m i a s t iooooo b ę dz i e my mieli o k. 206000. P r z y w s z y s t k i c h t y c h o bl i cze ni ach m u s i m y p r z y j ą ć , że l u d n o ś ć obu ‘płci r o z m n a ż a s ię w t ym s a m y m s t o s u n k u , w p r z e c i w n y m r a z i e b o w i e m s t o s u n ek l i c z b o w y obu p i c i w s p o ł e c z e ń s t w i e z b i eg i em czasu m u s i a ł b y w y k a z a ć z a s a d n i c z e z mi an y. , . ■3 S ta tis tis c h e s J a h r b u c h der S t a d t B e r l i n . Z w ö l f t e r J a h r g a n g , S t a t i s t i k d e s J a h r e s 1884, Berl in lygfi s t r . 30 i nast . o r a z d a l sz e w y d a n i a ..
(5) ników ciekawych i ważnych, do których jeszcze powrócim y1. Przy rachunku w postaci powyższej łącz nie traktujemy urodzenia ślubne i nieślub ne. Jak zaznacza R a h ts 2, jest to dopu szczalne jedynie przy założeniu, że stosunek kobiet zamężnych i niezamężnych w każdej grupie wieku w ludności zastojowej jest taki sarn, jak w rzeczywistej ludności w okresie, na którym opieramy się przy obliczaniu spółczynników urodzeń według wieku. Właściwie należy operować oddziel nie spółczynnikami urodzeń ślubnych i nie ślubnych, a zamiast prostej tablicy wymieralności wziąć tablicę „małżeńskości“, uwi doczniającą prócz porządku wymierania rów nież wstępowanie kobiet w związki małżeń skie i rozwiązywanie małżeństwa przez śmierć męża lub rozwód. Komplikuje to obli czenia; posiadamy przy tern stosunkowo bar dzo mało tablic „małżeńskości“, zakres za stosowania metody byłby więc bardzo ogra niczony. Powstają jednak i wątpliwości na tury zasadniczej. Do tej kwestji jeszcze za wrócimy. Dla ścisłości zaznaczyć należy, że Kuczyń ski zaproponował stosowanie jeszcze innej miary przyrostu, którą w odróżnieniu od powyższej „stopy reprodukcji netto“ (net reproduction rate) nazywa „stopą reproduk cji brutto“ (gross reproduction rate). Cho dzi o prostą sumę częściowych spółczynni ków urodzeń, obliczonych według grup wieku, dla całego okresu płodności. Będzie to więc liczba dzieci, którąby wydała na świat w ciągu całego swego życia pewna określona liczba wstępujących w życie ko biet, o ileby żadna z nich nie umarła przed osiągnięciem końca okresu płodności3. 2.. 3). Płodność małżeńska zmniejsza się stopniowo aż do r. 1954/55, poczem utrzy muje się na stałym poziomie, o 25% niższym od poziomu lat 1924/25. Ogólne założenia, wspólne przy wszyst kich trzech obliczeniach, są: 1) u m i e r a l n o ś ć zmianom nie ulega i utrzymuje się na poziomie lat 1921— 1928, dla których obli czono pomocniczą tablicę umieralności (nieogłoszoną zresztą), 2) l i c z b a urodzeń nie ślubnych zmianom nie ulega i wynosi stale 184000 rocznie. Mając dany układ ludności według wieku w określonym momencie i daną tablicę wymieralności, można ustalić bezpośrednio na każdy następny moment liczbę osób tych roczników, które w momencie wyjściowym były jeszcze przy życiu, a więc dla momentu 0 10 lat późniejszego—osób liczących lat 10 1 więcej, dla momentu o 20 lat późniejsze go—liczących lat 20 i więcej. Dla ustalenia liczby osób młodszych trzeba znać prócz porządku wymierania również i coroczną liczbę urodzeń. Dla obliczenia urodzeń wy prowadzono wzór następujący: tG — tJ ■ tV • M • E tan • i. (l). tG jest poszukiwaną liczbą urodzeń w roku t • tJ wyraża stosunek płodności małżeń skiej w roku t do płodności małżeńskiej w okresie wyjściowym, przyczem przyjęto, że płodność ulega jednakowym zmianom we wszystkich grupach wieku okresu płodności. tV oznacza udział kobiet zamężnych wśród ogółu kobiet w roku t w stosunku do udziału kobiet zamężnych wśród ogółu kobiet w roku wyjściowym,, przyczem również przyjęto, że zmiany zachodzą równomiernie we wszyst kich grupach wieku; zmiany te obliczono na zasadzie zmian stosunku liczebnego męż czyzn w wieku lat 22 — 42 do kobiet w wieku 20—40. iUu jest liczbą ogólną kobiet w wieku n w roku t . M oblicza się według wzoru. Urząd Statystyczny Rzeszy Niemieckiej przeprowadził na podstawie danych o sto sunkach panujących ok. r. 1928 bezpośrednie obliczenie przewidywanej liczebności ludno ści Niemiec aż do r. 19754. Obliczenie prze prowadzono przy trzech różnych założeniach: T) Roczna liczba urodzeń żywych ślub nych nie ulega zmianom i jest równa liczbie urodzeń żywych ślubnych w r. 1928. 2) Płodność małżeńska nie ulega zmianom g n jest tu liczbą urodzeń żywych ślub 1 utrzymuje się na poziomie lat 1924/25. nych z kobiet w wieku n (w okresie wyj a Ar*// \ ance ° f B i r t h s a n d D e a th s V o l u m e I. W e s t e r n a nd N o r t h e r n E u r o p ę . By R o b e r t K u c z y n s k i, N e w Y o r k 193g. M rtho dtsches s u r F r a g e der M c n s c h e n v c r m c h r u n g , A l l g e m e in e s S ta tis tis c h e s A r c h i v r . 1929 t om 10 zesz. 4s t r . 434 i nas t . m og ra hitie 2 **' , K u c z y ń s k i Z u r S t a t i s t i k d er F r u c h tb a r k e it (B e r ic h t ü b e r den X I V . in te r n a tio n a le n K o n g r e s s f ü r H y g i e n e u n d D t ^ et,d U I , II. T e i l , B e r l i n 1908, s t r . T476) o r a z The Bala nce o f B i r t h s a n d D eaths s t r . 21 i nas t. Deutschen Rrl*/ ? *" R ic h tlin ie n z u r B e u r t e i l u n g des B e v ö l k c r u n g s p r o b l e m s D e u ts c h la n d s f ü r d ie nächsten f n Jahre w S t a t i s t i k des c t s t o m 316, z a w i e r a j ą c y m d a n e o r u c h u l u d n o ś c i w N i e m c z e c h w l a t a c h 1922 i 1923, s t r . 37* i n as t ..
(6) ściowym), a„ ogólną liczbą kobiet w wieku w g. w okresie wyjściowym. Stosunek —- jest więc spółczynnikiem urodzeń ś l u b n y c h do o g ó ł u k o b i e t danego wieku. Liczba 6 powstała stąd, źe autor uwzględnia 6 pięcio letnich grup wieku od 15—45. W ten sposób M jest prostą średnią arytmetyczną spółczynników urodzeń (w znaczeniu powyżej podanem) dla poszczególnych grup wieku w okresie wyjściowym. Wreszcie ej?« określa się z wzoru §». jest więc wskaźnikiem spółczynnika urodzeń dla danej grupy wieku w stosunku do prze ciętnej wartości tego spółczynnika. Wzór zawiera kilka założeń mniej lub więcej dowolnych, z których conaj mniej jedno jest nie tylko dowolne, ale notorycznie błędne, mianowicie przypuszczenie, że płod ność małżeńska zmienia się równomiernie we wszystkich grupach wieku. Z danych ogłoszonych w wydawnictwie Beiträge zum deutschen Bcvölkerungsproblem1 wynika, że w okresie od r. 1901/02 do r. 1924/26 płodność małżeńska np. w Saksonji zmniejszyła się dla wszystkich grup wieku o 58% przyczem dla wieku matek poniżej 20 lat w z r o s ł a o 5% dla wieku od 20 — 25 lat s p a d ł a o 37% dla wieku od 25 — 3 o spadła o 55% dla wieku od 40 — 45 lat o 74% i wreszcie dla wieku od 45—50 lat (zresztą nie uwzględ nionego w obliczeniach, o których mówimy) o całe 81%! Podobny, choć może nie tak rażący stosunek zachodzi w innych krajach, dla których posiadamy informacje. W związku z tern ulega zmianom w czasie również <£>„ , gdyż w obliczeniu przyjęto dla każdej grupy wieku wartości stałe. Podobnie nasuwa wątpliwości przypuszcze nie, że stosunek kobiet zamężnych do ogółu kobiet zmienia się jednakowo we wszystkich grupach wieku. Zresztą błąd powstający z tych niedo kładności może w pewnych warunkach zre dukować się do minimum, co się okaże, gdy przeprowadzimy analizę rachunku przy trzech podanych wyżej założeniach. ad 1) O ile l i c z b a roczna urodzeń nie ulega zmianom, to przy niezmiennej wyniieralności po dłuższym przeciągu czasu otrzy I S o n d e r h tftt a w W irtsch a ft. und S ta tistik. Nr. 5,. mamy ludność z a s t o j o w ą , której liczeb ność otrzymamy poprostu, mnożąc stałą roczną liczbę urodzeń przez przeciętne trwa nie życia, obliczone z tablicy wymicralności. Zanim jednak ten. stan rzeczy nastąpi, lud ność będzie ulegała zmianom. W przecięt nych warunkach europejskich, przy sztucznie zwiększonej stopie urodzeń i sztucznie zmniejszonej stopie zgonów, ludność począt kowo wzrośnie, dość może znacznie, ponad poziom ludności zastojowej, poczem roz pocznie się spadek i przybliżenie bardzo powolne do poziomu zastojowego. Tak więc cytowane wydawnictwo na podstawie tablicy wymicralności z lat 1921— 1928 i liczby uro dzeń w r. 1923 oblicza maximum ludności Niemiec (70,7 miljona) na rok w przybliże niu 1965, następnie zaczyna się spadek; lud ność zastojowa wynosi 69,3 miljona. Następne obliczenie niemieckie podane w wymienio nych powyżej Beiträge zum deutschen Bevöl kerungsproblem (str. 9 i nast.) daje maksy malną liczbę ludności na rok w przybliżeniu i960 (ok. 69,8 miljona) przy liczbie ludności zastojowej nieco powyżej 66,5 miljona. Można natomiast wyobrazić sobie ludność o sztucz nie zmniejszonej (skutkiem niekorzystnego układu wieku) stopie urodzeń i sztucznie zwiększonej stopie zgonów, która będzie do pewnego czasu z m n i e j s z a ł a się, a później rosła. W tym rachunku ustalenie liczby lud ności, do której społeczeństwo zdąża, odby wa się na zasadzie jedynie tylko znajomości przeciętnego trwania życia i stałej rocznej liczby urodzeń; ludność na tym poziomie ustali się wtedy, gdy cała ludność, znajdu jąca się przy życiu w momencie wyjściowym, wymrze, a więc w przybliżeniu po latach 100. Ale i ustalanie liczby ludności na każdy moment w okresie przejściowym wymaga jedynie znajomości porządku wymierania, gdyż coroczna liczba urodzeń jest znana. W ten sposób cały rachunek jako taki jest metodycznie zupełnie poprawny. Ze strony logicznej obliczenie, oparte na niezmiennej liczbie urodzeń, nie wydaje się szczęśliwie pomyśl anem: założenie jest sztuczne i trudno dające się umotywować, gdyż stała liczba urodzeń przy zmiennej liczbie ludności i zmiennym jej układzie według wieku możliwa jest tylko przy zmiennej stopie płodności, i to zmiennej być może w różnym sensie", rosnącej lub male jącej w poszczególnych okresach stulecia.. B e rl i n 1929, s t r . ly..
(7) ad 3) Obliczenie, oparte na przypuszcze niu zmniejszającej się płodności małżeńskiej wymaga zastosowania wzoru (i) ze wszystkiemi jego niedokładnościami; ponadto wy chodzi z hipotezy dowolnej o zmniejszaniu się płodności w pewien ściśle określony sposób tylko do pewnego czasu. Otrzymuje się w ten sposób dla Niemiec ludność po czątkowo rosnącą, do poziomu 67,4 miliona °k. r. 1947, poczem następuje spadek dość szybki, tak że wkrótce po r. 1975 dochodzi się do poziomu poniżej poziomu wyjściowego. Metody tej za szczęśliwą nie uważamy. W końcu przechodzimy do założenia, wymienionego na miejscu drugiem. ad 2) Obliczenie oparte na przypuszcze niu, że płodność małżeńska, ustalona dla lat 1924 i 1925, podobnie jak umieralność, zmianom nie ulega — najmniej wzbudza za strzeżeń natury logicznej. Zapytujemy po pi ostu, jaką postać otrzymałaby z biegiem czasu ludność, poddana trwałemu wpływowi konkretnych warunków chwili obecnej. Po stawione pytanie ma przeto ściśle ten sam sens logiczny, co zagadnienie rozwiązywane przy obliczaniu tablic wymieralności, gdzie również ustalamy obraz społeczeństwa (za stojowego), któreby powstało pod trwałem oddziaływaniem warunków umieralności, istniejących w momencie, którego dotyczy materjał empiryczny, użyty do obliczenia tablicy. Pod względem rachunkowym również mniej powstaje zastrzeżeń. Najważniejsze zastrzeżenie, dotyczące niejednakowych zmian, jakim podlega płodność małżeńska matek w różnym wieku, staje się bezprzedmiotowem, skoro płodność małżeńska wogóle zmianom nie podlega. W e wzorze (1) spółczynnik tJ staje się równym jedności. Pozo stają zastrzeżenia dotyczące tV, który wy raża zmiany stosunku kobiet zamężnych do ogółu kobiet—zastrzeżenia mniej istotne. Jeżeli chodzi o konkretne obliczenie, przepi owadzońe w Urzędzie Statystycznym Rzeszy Niemieckiej, to jeszcze jedno zagadnienie wydaje się rozwiązanem niezbyt szczęśliwie, mianowicie ustalenie wartości liczbowych dla ej?. Tylko niektóre kraje zeszy uwzględniają w statystyce urodzeń wie c matek, trzeba więc ustalić wartości cf> sposób pośredni. Autor obliczenia wziął ym celu liczby dotyczące Saksonjj— i to. z lat 7912 i 1918. Otóż prze de wszy stkiem przenoszenie danych saskich na całość Rzeszy Niemieckiej jest conajmniej bardzo ryzykow ne: wszakże ogólny spółczynnik płodności małżeńskiej jest w Saksonji znacznie niższy, aniżeli w innych krajach Rzeszy (a poziom ogólnego spółczynnika niewątpliwie wpływa również na ustosunkowanie spółczynników dla poszczególnych grup wieku). Powtóre zaś stosunków przedwojennych żadną miarą nie można przenosić na okres powojenny. Niewątpliwie po wojnie wskaźniki dla młod szych grup wieku (zwłaszcza 20 — 25 lat) podniosłyby się znacznie, dla starszych (powy żej 3 o lat) obniżyłyby się. Ponieważ jednocze śnie tau ulega w rozpatrywanym okresie ogromnym wahaniom (począwszy od r. 1980 w okres rozrodczy wstępują dzieci, pocho dzące z okresu wojennego), wartości sumy t&n • (f);; w bardzo dużym stopniu zależą od tego, jakie przyjmiemy wartości dla ¢). Jednakże błąd konkretny lub błędy, po pełnione w danem obliczeniu, nie podważają logicznej słuszności samej zasady, zawartej w drugiem założeniu statystyki niemieckiej. 3. Podobny jest logiczny punkt wyjścia, zawarty w bardzo ciekawej pracy statysty ków amerykańskich, L. I. D u b l i n a i A. I. L o t k i 1. Jeśli społeczeństwo pozostawać będzie pod t r w a ł y m wpływem niezmiennych wa runków płodności i umieralności, to nie przejdzie wprawdzie (o ile nie będzie zacho wany zupełnie specyficzny stosunek płodno ści i umieralności) w stan z a s t o j u , t. j. równej liczby urodzeń i zgonów, jednakże nastąpi w takiem społeczeństwie s t a b i l i z a c j a : wytworzy się określony układ we dług wieku, określone spółczynniki ogólne urodzeń i zgonów, przyrostu naturalnego. Te czynniki będą odmienne, aniżeli w spo łeczeństwie zastojowem o takiej samej umie ralności w każdej grupie wieku. W szcze gólności społeczeństwo ustabilizowane może być społeczeństwem rosnącem lub maleiącem, o dodatnim lub ujemnym przyroście naturalnym, w przeciwieństwie do zastojo wego, które nie rośnie i nie maleje i gdzie. A l f r e d J. L o A * * ? ° f N a t u r a l In tr e a s e as e x e m p l i f ie d by the P o p u l a t i o n o f the U nited S ta te s , 1920. By L o u i s J. D u b l i n a nd o f A m e r ic a n F a m i l i i * • OI4S naL ? Ą A m e r i c a n S t a t i s t i c a l A s so c ia tio n , Vol ume X X N r . 151, S e p t e m b e r 1925. A. J . L o t k a , T h e Sis# N a t u r a l Irtrernsr ( t i m * " J v \ f j l teentlt C e n t u r y (tamże t o m X X I I N r . 158, c z e r w i e c 1927, ( o r a z P. K. W h e l p t o n D i f f e r e n t i a l s in l 'r n t ' mzc t om X X I V Nr. 167, p a ź d z i e r n i k 1929)..
(8) spółczymiik urodzeń równy jest spółczynnikowi zgonów. Również i spółczynnik zgonów w społeczeństwie ustabilizowanem różnić się będzie od spółczynnika zgońów społeczeń stwa zastojowego: może być odeń zarówno mniejszy jak większy. Otóż określenie czynników, charaktery zujących tego rodzaju społeczeństwo, które będziemy nazywali ustabilizowanem: spół czynnika urodzeń i zgonów, przyrostu natu ralnego, układu według wieku i ewentualnie innych jeszcze czynników, o których mowa będzie niżej, dając wyraz temu, do czego w konsekwencji prowadzi istniejący w danym momencie układ czynników biologicznych, płodności i umieralności, jest doskonałą dro gą do uświadomienia sobie, jaki jest istotny sens tego układu czynników biologicznych; jest to z logicznego punktu widzenia toż samo, co czynimy, izolując w tablicy wy mię ralności zjawisko zgonów, obliczając prze ciętne trwanie życia wzgl. tabelaryczny spółczynnik umieralności, układ według wie ku w społeczeństwie zastój o wem i t. p.1. L. J. Dublin i A. J. Lotka podają dwa sposoby obliczenia charakterystyk społeczeń stwa ustabilizowanego: ścisłą metodą mate matyczną i w sposób uproszczony, przybliżony. Zaczniemy od metody ścisłej. Stosunki, zachodzące w społeczeństwie ustabilizowanem, charakteryzują następujące równania c(a) — be ya p(a). T =. /. e. —. r a. z / p (a) aa. (4) (5). co. f. p (a)m (a) da. (6). gdzie c (a) jest spółczynn ikiem układu wieku, tak że z ogólnej liczby N osób Nc{a)da za warte jest w granicach od a do a~\-da b jest spółczynnikiem rocznym urodzeń r jest stopą przyrostu naturalnego, t. j. nadwyżką spółczynnika urodzeń b nad spół czynnikiem zgonów d. p{d) jest prawdopodobieństwem w chwili zgonu osiągnięcia wieku a\ jest to wielkość, oznaczana w tablicy wymię ralnośc i przez 4. t. j. liczba dożywających danego wieku— o ile za liczbę osób wstępujących w życie przyjmiemy jedność m{a) jest rocznym spółczynnikiem ma cierzyństwa (maternity frcąuency) w wieku t. j. stosunkiem urodzeń z matek danego wieku do ogólnej liczby kobiet tego roku. Obliczamy przedewszystkiem r z rów nania (6). Równanie całkowe po szeregu przekształ ceń otrzymuje postać równania drugiego stopnia R (t — O. 1 »r2+. (7). gdzie a. (8). Ri Rn. P= a. (9). R obliczamy według wzoru CV>. R„ —. J. anp(a)m(a)da. (10). lub inaczej R n — 2j anp(a)m (a). (11). Obliczenie R n nie nastręcza trudności, 0 ile posiadamy tablicę wymieralności, z której ustalamy P(a), oraz liczbę urodzeń według wieku matek i liczbę kobiet różnego wieku dla ustalenia m(a). Autorowie amery kańscy uważają za wystarczająco dokładne obliczenie pięcioletnie mi grupami wieku, przyczem liczbę dożywających biorą na śro dek pięcioletniego okresu, t. j. na wiek lat 17,5 22,5, 27,5 i t. d. Podobnie i w an a przy biera wartość 12,5, 22,5 i t. d. Oczywiście, obliczenie ogranicza się de facto do okresu płodności kobiecej, gdyż poza tym okresem m(a) równe jest zeru 1 cały iloczyn pod znakiem sumy przybiera. i W s p r a w i e t e r m i n o l o g j i z a zn ac z yć nal eży, że a u t o r o w i e a m e r y k a ń s c y w y k a z u j ą p e w n e w a h a n i a . L u d n o ś ć , k t ó r a p o w s t a j e p od t r w a ł y m w p ł y w e m o k r e ś l o n y c h w a r u n k ó w b io lo g ic z ny ch , n a z y w a j ą s ta łą czy u s t a l o n ą (sla b ie) lub t eż s t a n d a r d y z o w a n a ( s t a n d a r i e e d ) ; s p ó ł c z y n n i k ! u r o d z e ń , z g o n ó w i p r z y r o s t u n a t u r a l n e g o d la t a k i e g o s p o ł e c z e ń s t w a n a z y w a j ą p r a w d z i w e m i ( h u t ) w p r z e c i w i e ń s t w i e d o s u r o w yc h i s t a n d a r d y z o w a n y c h . U ż y w a ć b ę d ę p o n i ż e j n a z w y l u d n o ś ć u s t a b i l i z o w a n a , s p ó ł c z y n n i k ! u s t a b i 1 i z o w a n e, k t ó r e , j a k s ą dz ę , ni eźl e a u g e s t j o n u j ą s e n s l ogiczny m e t o d y , lub też n a z w y s p ó ł c z y n u i k i p r a w d z i w e ..
(9) wartość U. Zaznaczyć jeszcze należy, że R 0 jest tern samem, co poprzednio nazwaliśmy „stopą reprodukcji netto“ (ob. str. 3 ), gdyż przy n = 0 an = / i otrzymujemy R 0— 2 p (a )m (a ). C1 2 ). Obliczenie dogodnie jest prowadzić od dzielnie dla urodzeń płci żeńskiej; spółczyn nik przyrostu dla obu płci łącznie w rezul tacie będzie ten sam, co dla kobiet w szcze gólności. Natomiast spółczynnilci urodzeń i zgonów dla płci męskiej (a więc dla obu pici łącznie) mogą być różne od odpowied nich spółczynników dla płci żeńskiej. W podobny sposób rozwiązujemy rów nanie całkowe (5), aby obliczyć spółczynnik urodzeń b. Po szeregu przekształceń otrzy mujemy Ig, b L 0—. 2. 3. ( 13). gdzie1. V. w = w3. Lt u—~. (14). — U2-----y L0. (15). 3. -A 1 1 As Ł0 2. (16). W dalszym ciągu autorowie podają wzór na obliczenie przeciętnego trwania gene racji T=a+*$r. ( 20 ). Przeciętne trwanie generacji, które nie jest pojęciem jednoznacznem, jest tu zdefinjowane jak następuje. Jeżeli wyobrazimy sobie pewną liczbę jednostek, urodzonych jednocześnie, to w każdej z następnych ge nera cyj urodzenia będą rozłożone na szereg lat. Możemy jednak wyobrazić sobie, że te urodzenia następują w jednym momencie i że poszczególne generacje są równo od siebie oddalone, tak mianowicie, iż ogólny przyrost naturalny będzie taki sam, jak wtedy, gdy urodzenia rozłożone są, jak w rzeczywistości, na szereg lat. Obliczenie przybliżone daje niezłe rezul taty dla niektórych przynajmniej z uwzględ nionych poniżej wielkości, a jest znacznie prostsze. Zaczynamy od ustalenia stosunku liczby urodzeń w dwu następujących po sobie ge neracjach (R„ z wzoru (11)). Następnie przy bliżoną wartość przeciętnego trwania gene racji otrzymujemy, obliczając średnią arytme tyczną wieku matek w chwili porodu w lud ności zastojowej. Wyrażając to w terminach wzoru (11) piszemy. obliczamy według wzoru Ln= j. aHp (a) da. (17). 0. lub inaczej = Z# a" p (a). L n -. (18). L 0 jest wielkością, znaną z tablicy wymieralności jako przeciętne trwanie życia w wieku 0 lat. Mając spółczynnik urodzeń b i spółczyn nik przyrostu naturalnego r obliczamy drogą odejmowania spółczynnik zgonów w społe czeństwie ustabilizowanem d=b—r (19) Ponieważ znamy obecnie b i r, wzór (4) s V pozwala na obliczenie układu według wieku ludności ustabilizowanej.. gdyż oczywiście R x= l a p (a) m (a) jest sumą wieku wszystkich matek w chwili porodu w ludności zastojowej, a R ^ ~ ^ p ( a ) m { a )jest sumą dzieci narodzonych 2. R W według definicji (8) na str. 11 jest <% , o. a więc zamiast jak we wzorze ścisłym T — «+. ßr. (20). piszemy T= a. (22). Opuszczenie składnika ~ ßr małe ma zna czenie wobec małych wartości r. W przy kładzie, przytoczonym w pracy autorów amerykańskich, zamiast ścisłej wartości 7 — 28,33 roku otrzymano T — 28,46 roku.. W e w z o r a c h p o n i ż s z y c h w p r a c y o r y g i n a l n e j s ą b ł ę d y d r u k a r s k i e , k t ó r e tu s p r o s t o w a n o . zn a cz yć na l e ż y , że w tern o bl i c z e n i u p r z y u r o d z e n i a c h w i e l o r a k i c h k a ż d a m a t k a w y s t ę p u j e t y l e r a z y , ile dzi ec i n a ś w i a t p r z y s z ł o ,.
(10) \. Mając R 0i T obliczamy spółczynnik przy rostu naturalnego według wzoru r= |7. - l. (2!)). Rozwiązanie takie otrzymuje się, przyj mując poprostu w okresie T postęp geome tryczny przyrostu ludności. Ścisłość wyniku praktycznie jest zupeł nie wystarczająca. Mniej dokładne jest przy metodzie przy bliżonej obliczenie spółczynników urodzeń i zgonów. A u to rowie, przyjmując, że układ według wieku jest w ludności ustabilizowa nej taki, jak w ludności zastojowej (co jest dopuszczalne przy małych wartościach przy rostu naturalnego), otrzymują spółczynnik przyrostu naturalnego, dzieląc R 0 przez prze ciętne trwanie życia w wieku 0 , czyli. wyraża wielkość R 0), a żyje lat, % to iloraz tych wielkości oczywiście da roczną liczbę urodzeń na jedną kobietę. Spółczynnik zgonów, jak i poprzednio, otrzymuje się przez odejmowanie. Zarówno przy ścisłym, jak i przy przy bliżonym sposobie obliczania metoda „lud ności ustabilizowanej“ pozwala na przepro wadzanie różnego rodzaju badań dodatko wych, dotyczących wpływu na przyrost na turalny zmian w zakresie płodności czy też umieralności. Wogóle zastosowanie jej jest różnorodne i daje podstawę do wniosków bardzo ciekawych i ważnych, jak zobaczymy. 4.. Przytoczymy teraz niektóre wyniki, otrzy mane przy obliczeniach. Już pierwsze bada nie B ö c k h a dla Berlina doprowadziło do rezultatów zastanawiających. Dotyczy ono roku 1879. W tym roku w Berlinie było urodzeń na każdy tysiąc mieszkańców 42,98, więc bardzo dużo. Prawda, że i zgonów było bardzo wiele, bo 27,54%0, mimo to jednak przyrost naturalny osiągnął wartość wysoką, 15,44% o- Mimo to okazało się, że przy istniejących w Berlinie w r. 1879 warunkach na 2052,781 noworodków w je dnem pokole. t— i vd CO. Jeżeli bowiem każda kobieta rodzi w ciągu swego życia R 0 dzieci (bo to właśnie. niu przypadłoby w pokoleniu następ nem 2172,108; stosunek urodzeń w następujących po sobie pokoleniach wynosi więc 1,058, a przyrost w ciągu pokolenia zaledwie 5,8%. Układ wieku w Berlinie, jak wszędzie w wielkich miastach, sprzyjał pozornej zwyż ce stopy urodzeń i pozornej zniżce stopy zgonów (spółczynnik zgonów tabelaryczny wynosił w r. 1879 80,85, a z każdego 1 000 no wourodzonych dziewcząt zaledwo 566 osią gało wiek lat 15, t. j. początek okresu roz rodczego!). Badania przeprowadzone wiatach następnych wykazały, że siła rozrodcza berlińczyków już nie wystarcza do utrzymania istniejącego stanu liczebnego ludności miasta. Obliczenia, przeprowadzone krótko przed wielką wojną przez J. R a h t s a 1 dla szeregu państw europejskich, dały wyniki — z jednym tylko wyjątkiem — o wiele pomyślniejsze. Podajemy ogólny rezultat. Liczby wyrażają przyrost potencjalny w ciągu jednego poko lenia. 1881/1890 Niemcy + 1891/1900 + 44,05% 1901/1910 + 41,68% 1816/1840 + 39,07% Szwecja + 35,13% 1841/1855 1891/1900 + 41,22% 1895/1900 + 50,94% Danja — — 2,47% 1898/1908 Francja .. Tylko Francja wykazuje niedobór, nie znaczny zresztą. W e wszystkich innych kra jach przyrost jest bardzo duży. Stan rzeczy, zaobserwowany w okresach końcowych w Niemczech i w Szwecji, prowadzi do po dwojenia ludności w ciągu dwóch pokoleń, t. j. w ciągu 60 lat lub prędzej. W Danji ludność może wzrastać jeszcze szybciej. Biegunowo przeciwne wyniki otrzymuje R. K u c z y ń s k i dla ostatnich lat powojen nych. Szczegółowe badanie tego autora 2 obej muje w wydanym dotychczas tomie 1 państwa Europy zachodniej i północnej, w granicach mniej więcej do Pirenejów na zachodzie, Alp na południu, granicy polsko-niemieckiej na wschodzie; szczegółowo uwzględniono Anglję, Francję, Niemcy i kraje skandynaw skie. Badanie jego i tern jeszcze jest cenne, że sięga — dla niektórych przynajmniej państw — daleko, bo o kilkadziesiąt lat wstecz.. 1 S t a t i s t i k d e s D e u ts c h e n R eic h s t om 246 s t r . 1 8 * - 19*, B e r l i n 1913. P r a c a nie j e s t p o d p i s a n a , w y s z ł a j e d n a k z p o d p i ó r a R a kt s a, j a k w y n i k a z c y t o w a n e j j u ż p ó ź n i e j s z e j r o z p r a w y t egoż a u t o r a w A l l g e m e in e s S t i l i s t i s c h e s A r c h i v r. 1929 t om 19 s t r . «184 i nas t. a T h t B a la nce o f B i r t h s a n d D cath s, ob. wy ż ej ..
(11) Spółczynniki reprodukcji netto, które w niektórych państwach osiągały pod koniec wieku XIX i na początku wieku XX war tości ponad i,5 (Danja 190: — 1905 1,524, Niemcy 189t —1900 1,5121 spadają następ nie szybko, w ostatnich latach dość znacznie poniżej jedności, co świadczy, iż siły roz rodcze społeczeństw tych nie wystarczają Już do utrzymania ich na istniejącym poziomie. Podajemy wyniki dla ostatnich lat, uwzględnionych przez autora; dla porówna nia dodajemy spółczynniki surowe urodzeń dla tych samych lat oraz spółczynniki suro we przyrostu naturalnego. Państwa. Spółczynniki reprodukcji netto. 1926. A nglja z W a l ją N ie m c y . Francja . . S z w e c ja . D anja . . . r m landja. 0 ,8 8. 0,89 0,94 0,95 1,09 1 ,1 0. 1 Q27. 0,82 0,83 0,91 • 1,03. Urodzenia żywe P rzy ro st natu r a l n y na 1000 na 1000 mieszkańców mieszkańców. 1926. 17,8 19,5 18,8 16,9 20,5 21,7. 1927. 16,7 18,3 18,1 16,1 19,6 2 1 ,2. 1926. 6 ,2. 7,8 1,4 5,1 9,5 8,3. 1927. 4,4 6,3 1,6. 3,4 8 ,0. 6,7. Jak widzimy, kolejność państw według spół czynnik ów reprodukcji netto jest inna, aniżeli według spółczynników ogólnych uro dzeń. 1 e ostatnie są najniższe z wymienio nych państw w Szwecji, która bynajmniej nie ma najniższych spółczynników reproduk cji» z drugiej strony Niemcy mają względnie dość wysokie spółczynniki urodzeń i nie mal najniższe spółczynniki reprodukcji. Tak samo kolejność państw według spółczynni ków przyrostu naturalnego jest różna od kolejności według spółczynników reproduk cji. Niezmiernie niskiemu spółczynnikowi przyrostu we Francji bynajmniej nie odpo wiada najniższe jej miejsce w kolejności spółczynników reprodukcji. Najniższe miejsce zajmują pod tym względem Anglja z Walją i Niemcy, które mają wyższy przyrost naturalny, aniżeli np. Szwecja. Niemcy mają przyrost naturalny równy niemal przyrosto wi rinlandji, która ma najwyższy spółczynnik reprodukcji netto. Obliczenia dla tych ostatnich lat mają c arakter do pewnego stopnia szacunkowy, gdyż brak było jeszcze szczegółowych danych s a ty stycznych, zwłaszcza zaś tablic wymieności, które autor obliczał sam sposobem cr°conym, ostrożność jest więc niezbędna,. rOstu. w. a dokładniejsze materjały mogą doprowadzić do wyniku nieco odmiennego. W każdym razie nie wydaje się zbyt ryzykownem twierdzenie Kuczyńskiego, że płodność, jaką miała Europa zachodnia i środkowa w r. 1926, a tern bardziej 1927, musiałaby doprowadzić z biegiem czasu do wymarcia ludności, o ile umieralność nie spadłaby do nieprawdopodob nie niskiego poziomu. D u b l i n i L o t k a w cytowanej powy żej pracy rozpatrzyli szczegółowo jeden tylko przykład: ruch ludności białej Stanów z je d noczonych w r. 1920. Podajemy ważniejsze wyniki: Spółczynniki surowe wynoszą: urodzeń 23 ,40 %o> zgonów i2,4i%oi przyrostu natu ralnego 10,99% 0. Spółczynniki „prawdziwe“ czyli „ustabilizowane“ wynoszą: 20,9 (20,4) dla urodzeń 2, i 5 , 4 ° / o o (i4,97oo) dla zgonów, 5i47%o (5A67oo) dla przyrostu naturalnego3. Zmiany idą w kierunku oczekiwanym: stopa urodzeń „prawdziwa“ jest niższa od surowej, stopa zgonów' wyższa, stopa przyrostu natu ralnego w konsekwencji niższa. Przytem stopa przyrostu, naturalnego z powodów oczywistych zmieniła się o w i e l e b a r d z i e j od stopy urodzeń i zgonów: spółczynriik ustabilizowany wynosi tylko połowę surowego. Stosunek liczby urodzeń w dwóch następujących po sobie generacjach wynosi 1,168, przeciętne trwanie generacji (od matki do matki) 28,33 (28,46) lat. Na każdą kobietę przypada 2,406 dzieci, na każdą kobietę za mężną 3 ,o6 dzieci, wreszcie, przyjąwszy, że v 6 małżeństw pozostaje bezpłodna, otrzy muje się przeciętną liczbę 3,68 dzieci na każdą kobietę, która zostaje matką. Obok tego rachunku zasadniczego przeprowadzono obliczenie w założeniu, że płodność jest taka, jak w r. 1920, natomiast zamiast tablicy wymieralności z r. 1920 użyto tablic z r. 191 o i 1901; otrzymano wówczas stosunek liczby urodzeń w dwóch następu jących po sobie generacjach 1,107 i 1,056 (zamiast 1,168); przyrost naturalny 3,59 i i,92%0 (zamiast 5,47%o)- Jak widzimy, po prawca warunków umieralności wywołała duże zmiany. — Bardzo efektowne wyniki daje obliczenie okresu, w ciągu którego na stępuje podwojenie ludności. O ileby przy rost roczny wynosił i o , 9 9 % o rocznie (spół czynnik surowy), podwojenie ludności na stąpiłoby po 63 latach. Natomiast spółczyn-. Tu* ^ 1 *’ ' ak w i d z i e l i ś m y , o t r z y m a ł d l a N i e m i e c w lat ach iggi /i ęoo t y l k o 1,4405. 1 po n iż ej p o d a j e m y w n a w i a s i e l iczby p r z y b l i ż o n e , o t r z y m a n e p r z y ob li cz e ni u s p o s o b e m s k r ó c o n y m zgonów. Spółczynnik przym ś] ° ^P d lc zy n ui k i dla pici że ńs kie j. Dla obu płci ł ą c z n i c o t r z y m u j e s ię 2 35 u r o d z e ń i 15, "0/ y tego, co p o w i e d z i a n o w y ż e j , m u si b yć dla obu płci te u s am, co dl a k o b i et .. i, %o.
(12) n'iki ustabilizowane, przy płodności, jaka była w r. 1920, dają podwojenie: po 127 la tach, o ile przyjmiemy umieralność, jaką zaobserwowano w r. 1920; po 192 latach przy umieralności z r. 1910, wreszcie po 3 6 r latach przy umieralności z r. 1901. Następna praca A. J. L o tle i The Sise oj American Families in the Eighteenth Century jest ciekawą próbą rekonstrukcji rachunkowej stosunków demograficznych z przed lat stu kilkudziesięciu, lecz zajmuje się zagadnie niem specjałuem, aczkolwiek posługuje się metodami ustalone mi przez autora wspólnie z L. I. Dublinem w pracy poprzedniej. Na tomiast bezpośrednie zastosowanie metody obliczania „prawdziwego“ przyrostu natural nego zawiera praca (również cytowana) Na 1 0 0 0 m ieszk a ń c ó w. P. K. W h e l p t o n a Differentials in True Natural Increase l. Dotyczy ona kilkunastu okręgów, Stanów Zjednoczonych, uwidocznio nych poniżej w tablicy, i oparta jest na da nych o urodzeniach i zgonach w r. 1920 oraz na tablicy wymieralności Stanów Zjednoczo nych 1920. Wyniki są tak ciekawe, że warto tablicę, podającą wyniki ogólne, przytoczyć w całości (ob. 1. c. str. 238 ). Wprowadziliśmy tylko drobną zmianę: obok rubryk spółczynnika umieralności surowego i ustabilizowa nego wprowadziliśmy s pół czynnik, tabelary czny jako odwrotność przeciętnego trwania życia i ułożyliśmy poszczególne okręgi w porządku malejących spółczynników ustabi lizowanych przyrostu naturalnego. Oto tablica:. Spółczynniki ruchu naturalnego ludności Spólczynnik urodzeń. 0 k r ą g Rodzaj ludności ( S ta n y lub miasta). Spólczynnik zgonów. ustabi lizowa ustabi surowy ny surowy lizowa ny s. Przy rost ludności w ciągu u s t a b i 100 l at różnica s u r o w y l i z o w a w °/0. tabelaryczny. t. Spólczynnik przyrostu naturalnego. t—s. ny«. Biali pochodzenia m ie jsc o w e g o i im m igranci . . .. 38,3. 32,0. 11,1. 11,8. 17,4 + 5,6. 22,2. 20,2. 2. Kansas, M innesota, W i...................... scontin .. Biali pochodzenia m ie jsc o w e g o . .. 22,1. 30,3. 2 0 ,6. 11,0. 16,7 + 5,7. 1,5. 19,3. W sz y stk ie okręgi w i e j skie . . . . . . . . V .. Biali pochod zenia m ie js c o w e g o . .. 28,2. 29,3. 1 0 ,7. 12,0. 16,5 + 4,5. 17,5. 17,3. C onnecticut, M assachu setts, N e w York . . . .. Biali im m igranci. 39,3. 28,1. 16,1. 14,5. 18,2 + 3,7. 23,2. 13,6. 35,2. 31,3. 17,6. 18,3. 21,8. + 3,5. 17,6. 13,0. 264. 42,5. 27,3. 16,2. 15,6. 18,8 + 3,2. 26,3. 11,7. 220. I. Kentucky, Nor tli Caro lina, Sou th Carolina . .. '3. 4.. 3- S ie d e m sta n ó w p o łu d n io Murzyni w y c h ...................... • • •. . . . .. 6. J e d e n a śc ie w ie lk ic h miast Biali im m igranci. 6j ó. Kansas, M innesota, W iscontin . ................................ Biali m iejscow i i im m igranci . .. 25,1. 23,1. 11,0. 13,5. 16,7 + 3,2. 14,1. 9,6. 161. 8. Kansas, Minnesota, W is c o n t i n .................................... B iali pochodzenia m ie jsc o w e g o . .. 25,3. 22,1. 8,9. 13,8. 16,7 + 2,9. 16,4. 8,3. J2t). 9. C onnecticut, M assachu setts, N e w York . . . .. Biali m iejscow i i im m igranci . .. 23,0. 19,5. 13,7. 17,6. 18,2 + 0,6. 9,3. 1,9. 22. J e d e n a śc ie w ie lk ic h m iast Biali m ie jsc o w i i im m igranci . .. 23,8. 19,1. 13,4. 18,7. 18,8. 10,4. 0,4. 4. California, O regon, W a sh ington ............................... Biali pochod zenia m ie js c o w e g o . .. 20,0. 17,1. 10,9. 17,2. 17,2. 9,1 -. 0,1. —• I. S z e sn a ś c ie sta n ó w p ół n o cn y ch . . . . . . . .. M urzyni . . . .. 26,0. 20,7. 21,0. 25,5. 23,0 — 1,5. 5,0 -. 4,8 - j 8. 18,8. 15,2. 12,7. 20,8. 19,2 — 1,6. 6,1. — 5,6 — 4J. Biali pochodzenia m ie jsc o w e g o . .. 16,8. 14,6. 12,8. 20,6. 18,2 - 2 , 4. 4,0. -. J ed en a ście w ie lk ic h miast Biali pochod zenia m ie jsc o w e g o . .. 15,8. 14,1. 12,1. 22,0. 18,8 — 3,2. 16.. D w a n a śc ie w ie lk ic h m iast M urzyni. 24,5. 16,8. 21,7. 29,5. 25,4 — 4,1. 3,7 — 7,9 — SS 2 , 8 -"-12,7 — 7 2. 1.7 .. W ash in gton (m iasto) - .. 18,3. 9,8. 11,6. 24,0. 19,2 — 4,E. 6,7 — 14,2 — 7 6. 7.. 10 . 1 i. 12. 13.. W s z y s tk ie okręgi m iejsk ie Biali pochodzenia m ie jsc o w e g o . .. TĄ. C onnecticut, M assachu setts, N e w York . . . . 15.. 1 Journal. . . . .. Biali p o ch o d zen ia m ie jsc o w e g o . .. o f l/ie A m e r ic a n S t a t is t i c a l. A sso cia tio n 1929, y ol , X X I V N r . 167.. +. 0,1. --. 6,0. — 4j.
(13) Wyniki tablicy, o ile porównamy po Polski. Oczywiście, trzeba było ograniczyć szczególne wartości spółczynników ustabi się do województw poznańskiego i pomor lizowanych, można nazwać rewelacyjnemi, skiego, dla których posiadamy tablice wy-. zwłaszcza co do przyrostu naturalnego. Spół- mieralności. Obliczenie przeprowadzono dla czynniksuro wy waha się w szerokich granicach, dla trzech lat: 1922, (dla którego posiadamy od 23 ,2%q do i,5%0; w każdym razie we wszyst właściwe tablice wy mieralności), 1925 i 1926. kich okręgach ma wartości dodatnie. Nato Materjały były następujące. miast spółczynnik ustabilizowany w 7 okrę L u d n o ś ć w e d ł u g w i e k u zaczerpnię gach na 17 ma wartości ujemne i to niekiedy to ze strony 949 i 950 Kwartalnika S ta ty dość duże. Na jednem z pierwszych miejsc stycznego r. 1928 torii V, zesz. 3 1. Ludność jest znajduje się okrąg 2, o przyroście „prawdzi tam podana według szacunku opartego na wym“ I 9 , 3 %o, c o w ciągu stu lat daje powię przypuszczeniu, że wędrówki w okresie od kszenie ludności prawie siedmiokrotne: w tym spisu z r. 1921 aż do r. 1926 nie wpłynęły m i okręgu spółczynnik surowy przyrostu natu na liczebność ogólną ludności, ani na liczeb ralnego wynosi tylko i,5%0. Ostatnie miejsce ność poszczególnych grup wieku. Liczby po zajmuje stolica — miasto Washington. Spół dane w źródle wykazują stan ludności za czynnik surowy przyrostu naturalnego wynosi 1 stycznia każdego roku; dla otrzymania lud- ( tu 6,7%0, co bądź co bądź dałoby w ciągu ności na środek roku odejmowano połowę 100 lat niemal podwojenie ludności (powię liczby zmarłych danego wieku. kszenie 1,95 razy), Ale spółczynnik ustabili Urodzenia według wieku matek zowany j e s t — 1412%o, co prowadzi do tego, iż po 100 latach pozostaje mniej niż V4 ludności podane są w publikacjach, dotyczących mał początkowej! Również spółczynnik! ustabi żeństw, urodzeń i zgonów w województwach lizowane urodzeń i zgonów często różnią się zachodnich2; liczby te częściowo uzupełniono zasadniczo od surowych. W mieście W a nieogłoszonemi dane mi rękopiśmienne mi. shingtonie spółczynnik ustabilizowany urodzeń W iek matek w tablicach uwzględniony jest jest niemal o połowę mniejszy, spółczynnik w następujących grupach: poniżej 20 lat, od ustabilizowany zgonów zgórą dwakroć wię 20 do 40 lat grupami pięcioletniemi, od 40 kszy od odpowiedniego spółczynnika suro do 50 oraz 50 i wyżej. Przyjęto, że wiek po wego. Odwrotnie, w okręgu 2 spółczynnik niżej 20 lat dotyczy grupy od 15 do 20 lat, ustabilizowany urodzeń jest prawie o 40% wiek 50 lat i wyżej—grupy od 50—55. Dzie wyższy od surowego, spółczynnik ustabilizo sięcioletnią grupę od 40—50 lat rozbito na wany zgonów niemal o połowę niższy od dwie pięcioletnie, przyjmując, że stosunek surowego. Biali immigranci w wielkich mia liczby absolutnej urodzeń z matek w wieku stach (okrąg 6) wykazują niezwykle wysoki lat 40—45 i 45—50 był taki, jak w m. Lodzi spółczynnik surowy urodzeń, bo aż 42,5%, w latach 1928—1928 przeciętnie, mianowicie, biali immigranci w okręgu drugim mają tylko że z ogółu urodzeń z matek w wieku lat 22,i%0, t. j. bardzo niski spółczynnik surowy 40—50 przypada 0,888 na matki w wieku urodzeń. Spółczynniki ustabilizowane uro poniżej 45 i 0,112 na matki w wieku powy dzeń u im migrantów białych w obu tych okrę żej 45 lat. Dla pewnej liczby noworodków gach są bardzo wysokie i, rzecz ciekawa, wiek matek nie był znany (14,9¾ w r * T922* w okręgu 2 wyższe (3 o,3°/00) aniżeli w okrę- 0,4% w r. 1925 i o,3 % w r. 1926). Odnośne i §u 6 (2?, 3 %o). liczby dodano proporcjonalnie do odpowied Ciekawe jest porównanie spółczynnika nich liczb urodzeń o wiadomym wieku matki. ' zgonów ustabilizowanego z tabelarycznym. Tablica wymieralności na r. 1922 wydruko Oczywiście, nie są one zgodne, a różnica wana jest w całości w cytowanej pracy i bywa nieraz duża, tern większa, im wyższa (str. 944 i 945); tablice dla lat 1925 i 1926 j jest wartość absolutna (bez uwzględnienia ogłoszone były w skróceniu — odpowiednie znaku) przyrostu naturalnego w ludności liczby wzięto ź materjału rękopiśmiennego. ! ustabilizowanej; przy tern o ile przyrost w lud ' Obliczenie przeprowadzono, j a k i w pracy ■ ności ustabilizowanej jest dodatni, spółczyn amerykańskiej, pięcioletniemi grupami wieku, j nik tabelaryczny jest wyższy od ustabilizo a przy obliczeniu L n (wzór (18)) dla wieku wanego i odwrotnie. poniżej 5 lat—rocznemi. Liczby lat brano ■ więc 0,5, 1,5, 2,5, 3 ,5 , 4,5, następnie 7,5,12,5 i Posługując się metodą Dublina i Lotki, i t. d. aż do 97,5; liczby dożywających z ta- j przeprowadziliśmy badania również i dla blicy wymieralności brano na połowę roku 1A 2 w?. " “ •' ' i. e. . r « A /<ce w yn t itraĄ ności ..w ojew ództw .p ozn a ń sk ieg o i fioniprsbiogo. 1023 r . , a r t a l m k S t a t y s t y c z n y r. 192Ó t om 111. (za lata. 1922 i 1935) o r a z r . 192g t om V z e s z. 3 (za r, 1926)..
(14) życia, jako średnie arytmetyczne pomiędzy liczba dożywających wieku bezpośrednio młodszego i bezpośrednio starszego, a więc przyjmowano, źe -£-Ż-£±_C. + ^ . —Zazna. czyć należy, że dla Z.y> które odpowiada przeciętnemu trwaniu życia noworod ków, otrzymano przy tym skróconym spo sobie obliczenia w r. 1922 dla kobiet 50,81, gdy ścisła wartość wynosi 50,82, w r. 1:925 58,91: zamiast 58,94, a więc sposób skrócony daje. efekt zupełnie wystarczająco dokładny. Dla płci męskiej w r. 1922 sposób skrócony dał 47,82, tyleż co podano w tablicy wymieral ności. Podajemy przede wszystkiem tablice uwi doczniające spółczynniki urodzeń według grup wieku kobiet oraz hipotetyczną liczbę urodzeń pici żeńskiej, obliczoną w założeniu, że licz ba matek każdego wieku odpowiada liczbie otrzymanej z tablicy wymieralności danego roku.. Obliczenie urodzeń dziewcząt W oj, p ozn ań sk ie i pom orskie W i e k. S p ó ł c z y n n l k p ł o d n o ś c i Liczba k o b i e t w e d ł u g b t abl i cy w y m i e r a l n o ś c i a d. Urodzenia dziewcząt b. R ok 15—20 20—25 25—30 30 -3 5 35—40 40 -4 5 45—50 50—55. 182 151 118 97 81 74 69 59. 524 946 919 919 794 700 764 848. Razem .. 1 10 14 10 7 3. 1 9 2 2. 063 042 278 670 334 273 413 46. 0,00582 0,06609 0,12006 0,10897 0,08966 0,04382 0,00592 0,00077. .. 0,76252 0,74573 0,72616 0,70471 0,68128 0,65739 0,63139 0,60147. 0,44111 X. 15—20 20 -2 5 25—30 30—35 35—40 4 0 -4 5 45—50 50-55. 192 169 137 105 90 74 72 63. 580 997 542 121 794 642 884 242. 5. X. 0,00587 0,06077 0,10258 0,10167 0,08222 0,04121 0,00532 0,00035. 10 6 88. 7 465 3 076 388 22. Razem. 1,55895. 0,78769 0,77409 0,75807 0,73975 0,71747 0,69578 0,67355 0,64622. 0,39999 X. Razem . . .. 195 173 143 110 93 76 72 64. 155 873 121 057 021 360 632 675. 1 9 13 10. 141 380 452 595 6 993 3 043 384 19. 0,00462 0,04704 0,07776 0,07521 0,05899 0,02867 0,00358 0,00023 0,29610. 5. X. 1,99995. 15-2 0 20—25 25—30 30-35 35 -4 0 40—45 45—50 50—55. 5. 1 9 2 5. 1 130 9 783 14 109. Rok. 0,00444 0,04929 0,08718 0,07679 0,06108 0,02881 0,00374 0,00046 0,31179. 2,20555 R ok. H i p o t e t y c z n a liczba urodzeń dziewcząt 11 •y ta. L i c z ba k o b i e t żyjących a. 5. 1,48050. 1926 0,00585 0,05395 0,09399 0,09627 0,07518 0,03985 0,00529 0,00029 0,37067 X. 5. 1,85335. 0,76615 0,75069 0,73227 0,71270 0,69160 0,66965 0,64733 0,62061. 0,00448 0,04050 0,06883 0,06861 0,05199 0,02669 0,00342 0,00018 0,26470 X. 5. 1,32350. U w a g i d o p o s z c z c g ó l n y c h r u I, r y k: a Li cz ba k o b i e t ż yj ąc ych d a n e j g r u p y w i e k u w p o ł o w i c d a n e g o roku. h U r o d z e n i a d z i e w c z ą t z m a t e k d a ne j g r u p y w i e k u , d Li cz ba k o b i e t d o ż y w a j ą c y c h w i e k u , r ó w n e g o ś r o d k o w i p r z e d z i a ł u k l a s o w e g o , t. j. lat 17.5, aa,s i t. d. w s t o s u n k u d o l i c z by n o w o r o d k ó w pici ż e ń s k i e j , w e d ł u g t a b l i c y w y m i e r a l n o ś c i d a n e g o r oku. '.
(15) W tablicy powyższej suma pozycyj ru bryki c pomnożona przez 5 (ponieważ operu jemy 5-letniemi grupami wieku) daje liczbę dzieci, któreby wydała na świat w danych warunkach p ł o d n o ś c i w ciągu swego ży cia przeciętnie każda osoba płci żeńskiej, o ileby żadna nie zmarła przed osiągnięciem końca okresu rozrodczego. Jest to w terminologji Kuczyńskiego spółczynnik reprodukcji brutto (gross reproduction rate). Natomiast suma pozycyj rubr. e, pomnożona przez 5,. wyraża liczbę dzieci, którąby wydała prze ciętnie na świat każda osoba płci żeńskiej w danych warunkach płodności i u m i e r a l n o ś c i . Jest to w terminologji Kuczyńskiego spółczynnik reprodukcji netto, w termino logii Dublina i Lotki stosunek urodzeń w dwóch następujących po sobie generacjach. Z tych tablic przedstawowych obliczono dalsze wielkości według wzorów powyżej podanych. Otrzymano co następuje:. Charakterystyka przyrostu ludności w województwach zachodnich I Śląskiem W y s z c z e g ó ln ie n ie. I 925. 1922. 1926. 1922. 1925. 1926. W sk a źn ik i S p ó łc z y n n ik reprodukcji brutto . . „. h. n e tto. . .. 2 ,2 0 5 6. 1 ,9 9 9 9. 1 ,8 5 4 4. 10 0 ,0. 9 0 ,7. 8 4 ,0. 1 ,5 5 8 9. 1 ,4 8 0 5. 1 ,3 2 3 5. 10 0 ,0. 9 5 ,0. 8 4 ,9. 14,270/oo. 12,55%. 8,92%. 1 0 0 ,0. 87,9. 6 2 ,5. 312. 248. 143. 100,0. 79,5. 4 5 ,8. 31,08%, (3 0 ,9 7 % ). 27,99% (2 7 ,4 5 % ). (25,38% ). 1 0 0 ,0. 90,1. (8 2 ,0 )'/. 16,81% (1 6,70% ). 15,44% (14,90% ). (16,46% ). 100,0. 9 1 ,9. (9 8 ,6 )4. 3 1 ,1 2 (3 1 ,4 2 ). 3 1 ,2 6 (3 1 ,5 3 ). 3 1 ,4 2 (3 1 ,6 1 ). 100,0. 1 0 0 ,4. 100,7. 1 6 ,3 9. 17,01. 14,35. 100,0. 103,8. 8 7 .6. 3 3 ,8 4. 3 1 ,4 6. 29 ,6 5. 100,0. 9 3 ,0. 8 7 .6. 1 7 ,4 5. 14,45. 15,30. 100,0. 82 ,8. 8 7 .7. 19,87. 18,54. 19,17. 100,0. 93,3. 96,5. W ludności ustabilizowanej: P rzyro st n atu raln y sp ó łc z y n n ik roczn y » „ w ciągu 100 lat %« S p ó łc z y n n ik urod zeń & „. zgonów 6. ....................... P r z e c ię tn e trw a n ie generacji l a t c . Spółczynnik! surowe: Przyrostu n a tu raln eg o a U ro d zeń « . . Z g o n ó w « .................................................... Spółczynnik zgonów tabelaryczny « a Dl a obu pł ci ł ą cz n ic , skróconym.. Uwaga.. b Dla k o b i e t. ( Od m a t k i d o m a t k i .. W stosunku. d o spój c z y n n i k a w r. l 923, obli czonego s p o s o b e m. W nawiasie podano wyniki obliczeń sposobem skróconym.. W r. 1929 mamy nadzwyczajnie wysoki spółczynnik reprodukcji brutto: 2,2056. W ta blicy przytoczonej przez Kuczyńskiego, a obej mującej państwa europejskie częściowo za długi okres czasu, mało widzimy tak wyso kich wartości spółczynników. Są one wyższe od 2,2 jedynie: w Danji w latach 1878—84, w w tinlandji 1871— 1900, w Niemczech przed r • 1900, w Szwecji w okresie 1816—401. ĄO m Jeszcze bardziej uderza wysoka wartość spółczynnika reprodukcji netto. Tak duża liczba " T n i e występuje w tablicach Kuczyń skiego ani razu, podobnie jak nie występuje T obliczeniach Rahtsa w S ta tistik des Deusc en Reichs (ob. wyżej str. 8). Na wy0 ą wartość spółczynnika reprodukcji netto 7. d. , ł. 1 L - c. s ir. 5 0 ^ 5 , .. ^. '-'J *. ł ł. w. *. w. prócz dużej płodności wpłynęły względnie korzystne warunki wymiera!ności w naszych województwach zachodnich— w porównaniu do państw Europy zachodniej i północnej w latach dawniejszych, kiedy i tam płodność była duża. Dalsze lata—1925 i 1926 dają z n a c z n e zmniejszenie spółczynników reprodukcji brut to i nie tak duże (dzięki korzystniejszym warunkom wymieralności) zmniejszenie spół czynników reprodukcji netto. Natomiast spół czynnik ustabilizowany przyrostu naturalnego, który w r. 1922 był wyjątkowo wysoki, spa da w latach następnych niezmiernie silnie, przyczem spółczynnik ustabilizowany zgonów zmniejsza się nieznacznie, spółczynnik usta-.
Powiązane dokumenty
Ogólna zniżkowa tendencja nie dotyczy pożyczki francuskiej, kurs której utrzym uje się na poziomie do połowy lipca, następnie w zrasta o 3 % wartości nominalnej, osiągając w
1 5 do 8 4 dał naogół zgodność zadawalniającą, jednak niedostateczną dla bardziej subtelnej analizy. Jak widzimy, zastosowano do wyrównania dość skomplikowaną
wodu subjektywnego opracowania byłyby dokonane w kombinacji ze wszystkiemi, lub przynajmniej kilkoma gałęziami zawodu objektywnego. Innem rozwiązaniem sprawy byłoby opracowanie
biorstwa i ładu w ogólnej organizacji władz związku publicznego, każde przedsiębiorstwo publiczne, szczególnie zaś przedsiębiorstwo wydzielone z całości administracji
>—(•>—< frontieres de VE tat lim ites de Varrondissement. granica województwa granica
ścią, dalej idą spółki firmowe, a na końcu spółki akcyjne. W roku 1928 po nowych przedsiębiorstwach, których odsetek jest wyższy, niż w roku ubiegłym i
W po szczególnych dzielnicach jednak, w woje wództwie Śląskiem oraz poznańskiem i po ili 01 skiem mamy wzrost, w ostatnich nawet bardzo duży, i tylko w pozostałych
łomem w tern było założenie cykliczności w zjawiskach gospodarczych, jednakże po pierwsze charakter cykliczny właściwie w formie przyjętej obecnie odnosi się
