51760 skanuj0014 (111)

200

Ruch naturalny ludności

Zgony

201

Tablica 7.23

Urodzenia żywe według miesięcy

La'a						Miesi	qce
	-jJ	2 |	^3 |	4	^5 1	6	^7 i	^8 1	» |	^10	n |	«
1950	118	109	108	104	102	Og6 97	lem 98	95	99	94	94	82-/
1960	110	113	116	113	108	103	101	94	94	88	84	78
1980	101	105	104	108	107	104	104	98	97	91	90	91 :
1990	104	105	105	101	102	101	105	103	101	91	91	91
2000	106	103	102	101	103	104	104	103	105	94	89	86
1950	106	105	103	101	101	Mla 98	Hta” 99	98	101	98	98	92..
1960	109	114	as	110	108	103	101	93	93	88	84	83
1980	101	105	103	108	107	103	102	99	97	92	91	92
1990	104	104	104	101	101	101	104	103	101	93	92	92 .
2000	105	103	101	100	103	104	104	102	107	94	90	87
1950	125	Ul	111	105	103	W 96	ieś 97	94	98	92	92	76
1960	111	113	117	114	108	103	100	94	95	87	84	75
1980	101	106	106	110	103	104	104	98	96	90	88	89
1990	103	106	106	100	103	101	106	104	101	89	90	91
2000	108	104	104	102	102	104	106	103	103	93	87	84

* Od 1955 r miasta łącznic z osiedlami

Uwaga: Wskaźniki obliczono po wyeliminowaniu wahań wynikających * niejednakowu] liczby dni w poszczególnych miesiącach, ftzeeletna miesięczna a 100

Źiddto: Opracowanie własne na podstawie Rototlk Demogrqfltwy. GUS, z różnych lal

z bliżej niewyjaśnioną jeszcze prawidłowością biologiczną. Wydaje się, że między / cykliczną fluktuacją urodzeń a położeniem geograficznym terytorium (przede ' wszystkim jego warunkami klimatycznymi) istnieją ścisłe powiązania. Przeważają zatem obserwacje stwierdzające, że na obszarach cieplejszego pasa, gdzie odradzanie się przyrody (zjawianie się wiosny) następuje wcześniej, maksimum żywych urodzeń ' • z reguły przypada na termin wcześniejszy. Według okresu roku, w którym występuje ■/ maksimum żywych urodzeń, wszystkie kraje świata można podzielić na 5 grup: ■

1)    północna Europa—maksimum żywych urodzeń przypada nakwiecień-maj,

2)    zachodnia i środkowa Europa—maksimum żywych urodzeń w lutym-kwietniu, /i

3)    południowa Europa — maksimum żywych urodzeń w styczniu-lutym, £

4)    Ameryka Łacińska — maksimum żywych urodzeń w grudniu-styczniu, g

5)    Bliski i Daleki Wschód, Azja — maksimum żywych urodzeń w paździer- | niku-listopadzie.

Do tych pięciu kategorii można zaszeregować większość krajów świata; kilka % krajów (przede wszystkim północnoamerykańskie i afrykańskie) tworzy pod tym J względem kategorię mieszaną".

Względne wahania sezonowe urodzeń w Polsce wykazują daleko posuniętą | regularność zarówno w miastach, jak i na wsi. Pamiętając, że wskaźniki sezonowości || dla grudnia i stycznia mogą być obciążone fałszywymi zgłoszeniami rodziców, można stwierdzić jedno maksimum urodzeń w roku, przypadające od początku lat: dziewięćdziesiątych ubiegłego wieku, w lecie (w lipcu). Pewna zwyżka urodzeń jestj-obserwowana również w okresie od lutego do czerwca.    (

7.4

Zgony

W Polsce, podobnie jak i w większości krajów prowadzących statystykę zgonów, do | 1994 r. obowiązywała definicja zgonu zaproponowana w 1953 r. przez Komisję Statystyczną ONZ. Zgodnie z nią za zgon uważano (w sprawozdawczości) trwałe zaniknięcie wszystkich oznak życia, niezależnie od okresu po żywym urodzeniu, stwierdzone przez osoby do tego powołane.

W dniu 1 lipca 1994 r. została w Polsce wprowadzon^nowa definicja urodzenia i zgonu noworodka (por. podrozdz. 7.3)—rekomendowana przez Światową Organizację Zdrowia. Zgonem — zgodnie z tą definicją —jest trwale, czyli nieodwracalne ustanie . czynności narządów niezbędnych do życia, konsekwencją czego jest ustanie czynności całego ustroju. Po przyjęciu tej definicji funkcjonują dwie kategorie urodzenia—żywe 1 martwe. Natomiast obowiązujące w latach 1964-1994 kategorie:

1)    noworodka niezdolnego do życia z oznakami życia obecnie uznaje się jednocześnie za urodzenie żywe i za zgon niemowlęcia,

2)    noworodka niezdolnego do życia bez oznak życia uznaje się za urodzenie .martwe.

Wprowadzone zmiany miały przede wszystkim wpływ na poziom współczynników zgonów niemowląt, które zostały przez GUS przeliczone wstecz i poprawione wrocznikach demograficznych, wydawanych po 1995r, Wpływ nowych definicji na . poziom ogólnych współczynników zgonów jest nieistotny.

Analizując zgony niemowląt, trzeba pamiętać o wszystkich szczegółach , definicji urodzenia żywego i martwego. Występujące bowiem dość istotne różnice w definicjach stosowanych w różnych krajach mogą przy porównaniach międzynarodowych prowadzić do fałszywych wniosków (por. podrozdz. 7.3).

Dodajmy, że stosowany w statystyce demograficznej termin umieralność jest równoznaczny z pojęciem natężenia zgonów, wyrażającym stosunek liczby zgonów ogółem do liczby ludności, a termin śmiertelność oznacza natężenie zgonów z powodu określonej choroby, tj. stosunek liczby osób zmarłych do liczby osób, które zachorowały na tę chorobę.

Obowiązujące w Polsce przepisy prawne²³ zabraniają chować zmarłych bez uprzedniego sporządzenia aktu zgonu w urzędzie stanu cywilnego. Rygorystyczne przestrzeganie tych przepisów doprowadziło do tego, że rejestracja zgonów w naszym kraju jest kompletna, a informacje o cechach demograficznych zmarłego wiarygodne.

W opracowaniach statystycznych podział terytorialny zbiorowości zmarłych (miasto lub wieś) jest zależny od ostatniego przed zgonem stałego miejsca zamieszkania zmarłego. Na przykład zgony ludności mieszkającej stale na wsi, które miały miejsce w szpitalach miejskich, nie są zaliczane do liczby zgonów w miastach. Zgony niemowląt są grupowane według charakteru miejsca stałego zamieszkania (miasto, wieś) matki.

“ Ustawa z dnia 31 stycznia 1959 r. o cmentarzach i chowaniu zmarłych (DzU. 1959, nr 11, PM 62) oiaz Rozporządzenie Ministrów Gospodarki Komunalnej i Zdrowia i Opieki Społecznej ^z dnia 25 V 19611, w sprawie urządzania cmentarzy, prowadzenia ksiąg cmentarnych oraz chowania “Miiych (Dz.U 1961, m 31, poz 152)

202

Ruch naturalny ludności

Zgony

203

C,

W‘

(7.29)

7.4.1

Współczynniki zgonów

Zgodnie z omówioną ogólną zasadą budowy współczynników demograficznych, roczny współczynnik zgonów (IV”⁸) oblicza się według wzoru:

(7-27)

gdzie:

Z, — ogólna liczba zgonów w okresie sprawozdawczym t (okres badany może się składać z kilku okresów sprawozdawczych),

L, — liczba ludności w połowie badanego okresu lub średnia liczba ludności w okresie badanym r,

C — constans (1000, 10 000 lub 100000).

Na podstawie wzoru (7.27) można również obliczać współczynniki zgonów • mężczyzn, kobiet, ludności miast, wsi itd. Obliczając np. współczynnik zgonów kobiet, w liczniku ułamka umieszczamy liczbę zmarłych kobiet, a w mianowniku liczbę kobiet żyjących w połowic badanego okresu lub średnią liczbę tyjących kobiet. W analogiczny sposób oblicza się współczynniki zgonów w poszczególnych grupach wieku (wyjątek stanowi współczynnik zgonów niemowląt, o którym mowa w punkcie 7.4.3).

Współczynnik zgonów dla okresu półrocznego jest z reguły obliczany w stosunku rocznym (dane z części roku doprowadza się do poziomu odpowiadającego danym za cały tok) na podstawie danych dotyczących pierwszych sześciu miesięcy roku t lub miesięcy drugiego półrocza roku t, według wzoru:

i+5

2^

w;= C,    (7.28)!

gdzie:

z„ — liczba zgonów w okresie sprawozdawczym, w praktyce miesięcznym (nt),' _x — numer kolejny miesiąca; na ogól w obliczeniach występują dwa przypadki x= 1 (pierwsze półrocze), x=7 (drugie półrocze),

L — liczba ludności w połowie badanego okresu lub średnia liczba ludności w badanym okresie,

C — constans (100,1000 lub 10 000).

Kwartalny współczynnik zgonów (dla kwartałów 1=1,2,.... 4) jest również obliczany w stosunku rocznym według wzoru:

4 Iz.

gdzie:

4, — liczba zgonów w okresie sprawozdawczym, w praktyce miesięcznym (m), x — numer kolejny miesiąca, przy czym na ogół w obliczeniach występują cztery przypadki x=l (I kwartał), x=4 (IT kwartał), x=l (m kwartał) i *=10 (IV kwartał),

£ — średnia liczba ludności w badanym kwartale,

C — constans (100, 1000 lub 10 000).

W polskiej praktyce statystycznej miesięczne współczynniki zgonów nie są obliczane, jakkolwiek obliczenia takie mogą być przeprowadzane w sposób analogiczny.

W pewnych przypadkach, gdy chodzi o wyeliminowanie wpływu dużej umieralności niemowlęcej na poziom ogólnego współczynnika zgonów, celowe jest posługiwanie się ogólnym współczynnikiem zgonów osób w wieku 1 lat i więcej. Obliczenie takie można przeprowadzić metodą bezpośrednią, tj. na podstawie bezwzględnych liczb zgonów i liczebnego stanu ludności w połowie badanego okresu bądź średniego stanu ludności, lub metodą pośrednią, tj. opierając się na współczynniku urodzeń, ogólnym współczynniku zgonów i współczynniku zgonów niemowląt

W przypadku obliczania omawianego współczynnika metodą bezpośrednią w liczniku umieszczamy liczbę zgonów ogółem pomniejszoną o liczbę zgonów niemowlęcych, a w mianowniku liczbę ludności w wieku I lat i więcej w połowic badanego okresu lub średni stan tej ludności w badanym okresie. Liczby ludności (w wieku 1 lat i więcej) w połowie badanego okresu podają odpowiednie publikacje statystyczne, średnią liczbę ludności w badanym okresie można natomiast ustalić jako różnicę między średnią liczbą ludności ogółem i średnią liczbą dzieci w wieku poniżej 1 roku. W praktyce jako średnią liczbę dzieci żyjących w roku kalendarzowym t w wieku poniżej I roku przyjmuje się liczbę dzieci urodzonych w roku t i żyjących w dniu 31.12 roku t. Liczbę tę obliczamy według niżej podanego wzoru (7.30).

Jeżeli założymy, że spośród dzieci urodzonych w danym roku kalendarzowym umiera część stanowiąca a, umieralności niemowlęcej, to liczbę dzieci pozostających przy życiu w końcu roku kalendarzowego obliczamy w następujący sposób:

U?"²=I/,(l-«,łV„),    (730)

gdzie:

Uf'¹² — liczba dzieci spośród urodzonych w roku f, które żyją w dniu 31.12 roku r,

U, — liczba dzieci urodzonych w roku l,

cc, — współczynnik wyrażający stosunek liczby zmarłych w toku t w wieku poniżej 1 roku i jednocześnie urodzonych w roku t do ogółn niemowląt zmarłych w tymże roku,

ą„ roczny współczynnik zgonów niemowlęcych w roku t.

Opierając się na informacjach z lat poprzedzających rok badany, J. Rahts obliczył, że współczynnik cc, dla Prus Królewskich w latach 1871 i 1872 wyno-