17358 skanuj0012 (144)

192

Ruch naturalny ludności

Urodzenia

193

/

dwuletniego upływu czasu od momentu (daty) zawaicia małżeństwa. Od początku lat > dziewięćdziesiątych obliczenia odstępów między kolejnymi urodzeniami są oparte na dokładnych datach urodzeń kolejnych dzieci.

Na podstawie danych o odsetkach urodzeń w kolejnych latach liczonych /■ od roku zawarcia małżeństwa przez rodziców można stwierdzić, że w latach -1956-1959 80% pierwszych urodzeń na wsi oraz 71% w miastach następowało w roku zawarcia związku łub w roku następnym. W 2000 r. odpowiednie dane • zmalały do wartości 83 i 72%. Szczególnie interesujące zmiany nastąpiły w ioz- \ kładach urodzeń o dalszej kolejności. W 2000 r. znacznie później rodziły się dzieci ;• o dalszej kolejności. Bardziej szczegółowy rozkład przedstawiono w tablicy 7.17. '.

Obliczenia dotyczące kolejności urodzeń mogą być również prowadzone według głównego źródła utrzymania i wieku matki, poziomu wykształcenia matki, , płci noworodka.

Dane statystyczne z lat siedemdziesiątych ubiegłego wieku pozwalają na • bardziej szczegółową analizę, gdyż przedstawiają miesięczne i roczne odstępy | między momentem zawarcia małżeństwa a urodzeniem kolejnego dziecka. Korzys- :’ tając z dostępnych danych o odstępach urodzeniowych w 2000 r., można stwierdzić, ? że średni odstęp między pierwszym a drugim urodzeniem wynosił 3,9 roku, a imę&ljg drugim i trzecim — 5 lat oraz między tizecim i czwartym — 4,9 roku, a między^ czwartym i piątym — tylko 3,8 roku. Średni odstęp między zawarciem małżeństwa/ a pierwszym urodzeniem wyniósł natomiast 1,3 roku (w 1975 r. wynosił 1,16 rokuję

Przy obliczaniu średniego odstępu między momentem zawarcia małżeństwa^ a pierwszym urodzeniem, czy też między kolejnymi urodzeniami, dla robi} pierwszego po zawarciu małżeństwa (rok 0) stosować można wagę 0,6, dla dany&.| o odstępie 10-14 lat wagę 12, a dla ostatniego odstępu 15 lat i więcej wagę 15g GUS publikuje bowiem informacje o odstępach urodzeniowych według po-/

Tablica 7.17

Urodzenia żywe w latach 1956-1959 oraz w 2000 r. według lat urodzenia liczonych od roku zawarcia małżeństwa przez rodziców

Odletck urodzeń dded w kolejnych lauch liczonych od roku zawarcia małłetUiwa przez rodaków

Wync/cgólnienie	O-l			6-7	8+	O-l	2-4
			9S6--I959					2000
Pierwsze dziecko Ogółem	75	19	3	1	2	76	16	5	2
Miasta	71	22	4	1	2	72	18	6	2	2
Wieś	80	15	3	1	1	83	12	3	1	ti
Drugie dziecko
Ogółem	12	45	25	11	8	15	29	25	16	16 -
Miasta	10	43	27	12	9	13	24	25	17	20 .
Wieś	13	49	24	9	7	16	34	25	14	iii
Trzecie dziecko
Ogółem	3	14	29	23	32	5	10	17	18	49J
Miasta	3	14	28	23	33	6	8	14	16	5ó|
Wieś	3	14	29	23	31	4	12	20	20	44 ;

Źródło: f>0< O*** anaiiiy rodaota i pio4*oici kotltl w Polut w latcth 1950-1960. seria Statystyka Polski. z 65. OUS. Warcz*** 1962. • 29 (cptacowacde J Z Kobera): Rocuvk Dtmo/Mfcgrf 2001. OUS. Warszawa 200)

‘-H

szczególnych lat oraz w przedziałach: 1 rok i mniej, 10-14 lat, 15 lat i więcej. Obliczenia tego typu można prowadzić dla poszczególnych grup wieku matek oraz ich miejsca zamieszkania (wieś, miasto).

7.3.5

Urodzenia według płci

Wśród wielu znanych prawidłowości demograficznych na uwagę zasługuje stosunkowa niezmienność proporcji liczb urodzeń chłopców i dziewcząt.

Na podstawie danych z lat 1950-2000 można stwierdzić, że w tym okresie wśród 1000 żywo urodzonych noworodków 513-518 było płci męskiej, inaczej mówiąc, na 1000 żywo urodzonych noworodków płci żeńskiej przypadało 1054-1075 noworodków płci męskiej. Warto dodać, że w wymienionych granicach mieszczą się również odpowiednie liczby z okresów 1931-1932 i późniejszych, co wskazuje na ich dużą stabilność. W miastach obszar zmienności zawierał się w granicach 1053-1082, a na wsi w granicach 1053-2079.

Tablico 7.18

Urodzenia według płci w Polsce w latach 1950-2000

Lala	Na 1000 żywo wodzonych przypadło chłopców	Na 1000 ływo wodzonych dziewcząt przypadało chłopców	Na 1000 iywo urodzonych ptzypadalo chłopców	Na 1000 żywo wodzonych dziewcząt przypadało chłopców	Na 1000 żywo urodzonych przypadało chłopców	Na 10CO żywo urodzonych dziewcząt przypadało chtopoów
	offlan		miasta		wiet
1950	517,0	1070	518.9	1079	515,9	1066
1960	518,0	1075	518,8	1078	517,5	1073
1970	516,2	1067	512,2	1063	517,0	1070
1980	513,1	1054	512.9	1053	513,4	1055
1990	514,0	1058	515,0	1062	513,0	1054
2000	514,9	1062	51M	1068	513,1	1054

> 2*6ólo: Opracowanie własne na podstawie Rocznik Siaty trytmy, OUS, i rótnych lat

Ponieważ analiza wojewódzkich współczynników urodzeń noworodków płci męskiej wykazała duże wahania wartości tych współczynników, postanowiono sprawdzić przypadkowość tych zmian¹⁵.

Zakładając 5% błędu oraz rozkład normalny w próbie (bardzo liczne próby), obliczono, według znanego wzoru¹⁵, przedziały ufności dla tóżnych liczebności próby (urodzeń w województwach). Uzyskane wyniki (tabl. 7.19) świadczą :o słuszności hipotezy: zmiany proporcji urodzeń według płci w poszczególnych latach noszą charakter przypadkowy. Stwierdzenie słuszności tej hipotezy pozwala posługiwać się — przy szacowaniu przyszłej liczby urodzeń z uwzględnieniem płci obliczonymi przedziałami ufności.

. ^u JZ. Hołzet. Umieralność niemowląt w Polsce w latach 1950-1955. seiia Statystyka Polski, z. 29, °US, Warszawa 1960.

¹ A. Weryha, Statystyka teoretyczna, cz I i U, Waiszawa 1964.

i

194    Ruch natuialny ludności

Tablica 7.19

Przedziały ufności dla różnych wartości n

Rząd widkołci	S17 + I.9Ó0 1	317-1.960 |	315+1560 |	315- 1.96<t
liczby izcoćzci n	• promile
5000	530,9	503.1	528,9	501,1
7000	528,7	5053	526,7	5033
9000	5273	506.7	5253	504,7
10000	326.8	507.2	524.8	5053
12000	525.9	508.9	523,9	506.1
14000	5253	508.7	5233	506.7
16000	524.7	5093	522.7	5073
18000	5243	509.7	5223	507.7
20000	5233	510.1	521.9	308,1
22000	523,6	510,4	5213	506,4
26000	523,1	310,9	521,1	5083
30000	522.7	5113	530,7	5093
36000	522.2	511,8	5203	509.8
40000	521.9	5123	519.9	510,1
44000	521,7	5123	519.7	5103
48000	5213	5123	5193	5103
300000	518.9	515,1	516,8	5133
400000	5183	5153	516,5	5133
500000	518.4	515.6	516.4	513.6
600000	5183	315,7	516,3	513.7

Tablica 7.20

Urodzenia chłopców na 1000 dziewcząt w wybranych krajach, które brały ncfcdał w pierwszej wojnie światowej

Lata	Niemcy	Anglia	Francja	Wlnzfcy
1906-1910	1054	1039	1045	1064
1914	1056	1035	1038	1051
1915	1055	1040	1046	1050
1916	1065	1049	1049	1054
1917	1069	1044	1047	1060
1918	1073	1048	1063	1055
1919	1080	1060	1060	1057
1920	1072	1052	1062	1060
1929	1064	1050	1041	1051

Źiódlo. fi Sztwm dc Smom. Mttnłnry tifmogioflt, Wzrszawa 1953, • 138

W okresach powojennych proporcje urodzeń według płci ulegają pewnym zmianom. E. Sztuim dc Sztrcm pisał¹⁷: „Jedną z najbardziej zastanawiających konsekwencji demograficznych wojny jest wzrost przewagi liczebnej chłopców wśród noworodków ponad zwykłą miarę (...) Przyczyny tego osobliwego zjawiska są przedmiotem dociekań ze strony przedstawicieli różnych gałęzi wiedzy. Dotąd jednak zjawisko zwiększonej podczas wojny i tuż po niej proporcji chłopców wśród

noworodków nie jest jeszcze wyjaśnione w należyty sposób. Zresztą występuje ono nie zawsze i niejednakowo".

Podobne zjawisko odnotował w Związku Radzieckim C Urłanis. gdzie po drugiej wojnie światowej (w 1945 r.) na 1000 rodzących się dziewczynek przypadało 1091 rodzących się chłopców, podczas gdy w 1914 r. tylko 1074/'

7.3.6

Ogólne zasady budowy tablic płodności

Tablke płodności, podobnie jak tablice trwania życia, obliczane są zarówno dla oceny płodności w układzie przekrojowym, jak i generacyjnym. Jednak większe znaczenie przypisuje się tym ostatnim. W Polsce pełne tablice płodności obliczono dla kolejnych pięcioletnich generacji kobiet urodzonych w latach 1905-1945¹. L Bolesławski wprowadził poniższe założenia, pojęcia i symbole (odbiegające od preyjętych w praktyce budowy tablic trwania żyda, ale dla zachowania porównywalności z oryginałem pracy przytaczamy je bez zmian). Przyjął umowną liczbę początkową kobiet w wieku 15 lat równą 100000. Płodność generacji kobiet rozpatrywał jako dyskretny proces stochastyczny, w którym parametrem czasowym był wiek kobiety, a zbiór stanów tworzyły kolejne liczby dzieci żywo urodzonych przez kobiety (0,1,...) i zgony kobiet (traktowane jako stan pochłaniający). Założył on, że kobiety, które urodziły n dzieci, mogą w ciągu roku urodzić dziecko kołęjnośd n+ 1, ale nie mogą urodzić dzied następnej kolejności. Przy budowie tablicy wprowadzi! następujące oznaczenia:

x — wiek kobiety (*=15, 16,.... 50). n - — liczba żywo urodzonych dzied (#i«*0, 1, 2, 3),

W_{m g} — liczba kobiet w wieku dokładnym * lat, które urodziły n dzieci,

£.* — prawdopodobieństwo, że kobieta w wieku dokładnym x lal, która urodziła n dzied, urodzi następne dziecko w wieku od * do *+1 lat,

.. . . N_HtX — liczba urodzeń dzieci kolejności n +1 przez kobiety w wieku od * do* +1 lat,

•_t — prawdopodobieństwo, że kobieta w wieku dokładnym * lat, która uiodzila n dzieci, umrze przed osiągnięciem wieku *+1 lat, nie urodziwszy następnego dziecka,

D_{m s} — liczba zgonów kobiet w wieku od * do * +1 lat, które urodziły n dzieci, M_nx — liczba kobiet w wieku * lat, które urodziły więcej niż n dzieci,

V„ _x — liczba dzieci kolejności n+1 urodzonych przez kobiety w wieku od x do *+l lat,

V„_(r — łączna liczba urodzeń dzieci kolejności n+1 do wieku kobiety * lat, f'_ą,_x — prawdopodobieństwo, że kobieta w wieku dokładnym * lat, która urodziła n dzieci, w wieku od * do *+1 lat urodziłaby następne dziecko, przy założeniu, że nie ma ryzyka zgonu w tym okresie, r — prawdopodobieństwo, żc kobieta w wieku dokładnym * lat, która urodziła n dzieci, zmarłaby przed osiągnięciem wieku *+1 lat przy założeniu, że nie ma szansy urodzenia następnego dziecka.

Tablice płodności obliczono w Polsce w wersji brutto (wartości rzeczywiste) oraz w wersji netto (wartości hipotetyczne odpowiadające założeniu, że kobiety nie

I

^,T 0. Szturm de Srtiem. Elementy demografii. Warszawa 1955, 8. 138.

i

1

1~ Bolesławski. Tablice płodności kobiet według generacji, seiia Statystyka Polski, z. 22, GUS, Waiszawa 1974.