41023 skanuj0016 (244)

208

121

124

129

136

Ul

Ul

99

99

96

101

103

99

99

99

98

101

103

100

103 106 100 106 116 100

104

105 100 104 116 100

Roch oaruialny ludności

Należy zwrócić uwagę na fakt szczególnie silnego narastania różnicy między poziomem umieralnoici mężczyzn i kobiet w Polsce. Na początku lat dziewięćdziesiątych XX w. umieralność mężczyzn w wieku 15-64 lat była 3-4 razy większa niż kobiet w analogicznych grupach wieku.

Obserwując umieralność w miastach i na wsi, widzimy, że w 2000 r. na wsi umieralność ludności w wieku 5-54 lat i powyżej 70 lat jest większa niż w mieście, a w wieku 0-4 i 55-69 lat relacja ta ulega odwróceniu (poi. tabl 7.26).

Tablica 7-26

Zgony według ptd oraz zgony w miastach I na wsi w latach 1950-1996

G**l*+*

Ln

Mli	3-f	10-14	15-19	20-24	25-34	15-44	45-54	55-59	60-64	65-49	70k
											•"ńcą

Współczynniki zgonów mężczyzn danej grapy wieku w procentach współczynników zgonów kobiet tej samej grupy wieku

1950 |	123	123	130	128	150	136	142	166	172	166	150
1960	12S	173	130	240	225	183	162	166	186	180	163
1970	131	141	137	233	267	230	218	195	200	198	184
1980	134	167	200	250	360	343	294	253	237	211	204
1990	128	ISO	200	275	425	328	283	29t	275	250	210
2000	122	155	169	254	1 394	345	1 293	259	257	258	229

Współczynniki zgonów ludności w miastach danej grupy wieku w procentach wspókzyaników zgonów ludności na wsi tej samej grapy wieku

1930	90	93	83	77	84	86	98	103	102	100	93	92
1960	74	83	80	89	100	94	106	112	108	101	97	92
1970	89	80	100	75	64	87	104	115	115	109	103	95
1980	89	100	75	67	56	78	94	123	130	121	113	99
1990	84	100	100	75	75	82	89	103	113	118	117	101
2000	104	»	87	71	78	»	93	94	101	101	102	97

Źródło: Opacowmie winne na podaunw Anutft    GUS. 2 ióU)«a IN

Na zakończenie tej części rozważań warto dodać, te umieralność podlega wahaniom sezonowym z jednym wiosennym szczytem.

Przyczyny wywołujące zmiany (i to często znaczne) w natężeniu i bezwzględnej liczbie zgonów można podzielić umownie na dwie grupy. Pierwsza to tzw. przyczyny główne: postęp medycyny oraz zwiększanie zakresu działalności służby zdrowia, zwłaszcza na wsi, druga to przyczyny powodujące wahania sezonowe (o rocznym cyklu wahań), np. zmiany pogody występujące corocznie w określonych miesiącach, a powodujące wzrost natężenia zgonów (zwiększona śmiertelność np. na skutek chorób układu krążenia)

Względne wahania sezonowe zgonów wykazują w poszczególnych okresach znaczny wpływ czynników przypadkowych. Szczególnie duże zniekształcenie przebiegu krzywych, obrazujących surowe wskaźniki sezonowości, można zaobserwować w styczniu i w lutym 1951 r oraz w lutym 1954 r. Rzecz znamienna, it znacznie poważniejszy wzrost liczby zgonów nastąpił w obu okresach na wsi Wzrost bezwzględnej liczby natężenia zgonów w latach 1951 i 1954 został spowodowany

209

Zgony

		Tablica 7.27 Zgony według miesięcy
		MMącc
Uu	^1 1 ^1	1 1 4 | , | ( 7 | 1	9	10	II	12
		Pnccktu rófcctM • ICO

1950	110	112	108	114	106	Og< 91	lem 98	90	88	91
1960	107	109	106	106	105	94	90	88	92	96
1970	116	139	107	100	94	94	86	84	87	97
1980	104	99	107	112	102	97	93	90	91	98
1990	105	106	100	100	96	97	91	91	95	100
2000	123	117	102	98	93	92	91	92	95	98
1950	104	108	106	111	105	Mis 93	sta* 91	V	92	95
1960	106	107	105	106	103	96	93	*r	93	96
1970	113	130	103	100	96	96	89	88	90	97
1980	103	98	106	110	101	97	94	93	93	100
1990	KB	106	99	100	95	97	89	90	94	99
2000	124	115	100	97	94	92	91	93	96	98

WW

1950	113	115	109	116	107	90	86	89	86	89	98	102
1960	106	112	107	110	106	93	88	85	90	86	99	106
1970	118	147	110	100	93	91	84	81	84	97	95	100
1980	105	100	109	114	103	97	91	87	89	95	102	108
1990	107	107	101	100	97	97	89	90	94	99	103	116
2800	122	120	104	99	93	93	90	90	93	97	98	101

• Ol 19551 mina feeak t oordtow

U»*|* WsUfaki efaSoooo po wyelraówMta wahaó wpulupcydi 2 nigntaŁnTj Uczty daj w ndnttcark

Źródle: UśuśtNNiwtmth /9<M965,ttmSft«duifaccSUy*>rzne 1966,1 l.i 196;Otmiinfuyn GUS.2i&mrb la:

niekorzystnymi warunkami atmosferycznymi. W rezultacie podstawowymi, bezpośrednimi przyczynami zgonów były — w stopniu wyższym niż zazwyczaj —* grypy, zapalenia płuc, choroby narządów krążenia i układu nerwowego.

W latach dziewięćdziesiątych XX w. można mówić o jednym szczycie zimowo-wiosennym.

7.4.3

Współczynniki zgonów niemowląt

Dzieci, które nie ukończyły 1 roku życia, określamy mianem niemowlęta (wiek 0 ukończonych lat), dzieci w wieku do 28 dni — mianem noworodki.

Obliczanie współczynników zgonów niemowląt wymaga stosowania odrębnych metod. S. Szulc pisał: „Umieralność ludności według wieku mierzymy zazwyczaj stosunkiem osób zmarłych w danym wieku do liczby żyjących tegoż wieku według spisu czy szacunku ludności (tj. obliczamy współczynniki) albo też prawdopodobieństwami zgonów według tablicy wymieralności.

Pierwszy sposób obliczania współczynników zawodzi, jeżeli chodzi o umieralność niemowląt Przede wszystkim z tego powodu, że liczba stojąca w mianowniku

210

Roch oatuialny ludności

Zgony

211

Tablca 7 28

Współczynniki zgonów niemowląt w krajach europejskich w latach 1959-2000 (zgony niemowląt na 1000 urodzeń żywych)

UauadnoM nknwnrt*

W tym neowubu*

Wyhunc taje	1950 1	1970 |	1990 |	2000	1950 |	1910 |	1990
	Europa Wschodnia
Bułgaria	96,8	27.6	14.8	13*4	41.7	133	73
Polski	1100	36.7	193	8.1	57,1	19.1	153
Rumunia	118,1	48S	26.9	18,6	613	20.9	8.7
Wcgiy	79.8	354	143	93	35.9	28.1	103
	Europa Północna
Dania	31.4	15.1	73	53	18,6	11.9
Finlandia	42.4	12.9	5.6	3.7	21.4	10.1
Islandia	48.4	20,4	59	33	243	14.2
Norwegia	27,2	13.8	63	33	143	103
Szwecja	22.0	11.7	63	33	163	93
W Brytania	32.2	183	7.9	53	203	123	43

Europa Zachodnia

Austria	68.2	253	73	43	35.9	18.9
Belgu	533	2X2	73	43*	28.3	143
Francja	543	193	73	4.8	23.6	103
Holandia	25.7	123	7,1	5.1	16.7	9.1
Niemcy	553*	23.4*	73	IS	34.6	17.4
Szwajcara	1 31,9	153	63	53	21.7	113

3.6 4.8

3.6

Europa Południowa

Grecja	43,6	293	9.7	6,1*	203	193
Hiszpania	703	300	73	4.5‘	23,4	133
Portugalia	993	533	103	53	33 3	23.6	73
Wiochy	68.1	*•	8.2	43	31.7	193	7.2

* W oąp pwwtzycfc 28 4ri rycia * RFN w siwkach ifirrd 3 10 1980 źródle: Dtmognjkk rwMi. ONZ. i tótnjcłi br

1999 r

(liczba żyjących według spisu czy szacunku) prawie nigdy nie może być obliczona dokładnie (spisy prawie zawsze pomijają pewną liczbę małych dzieci), po wtóre dlatego, że liczby zarówno zmarłych, jak i żyjących szybko maleją w pierwszym roku żyda i stanowią krzywe różnego kształtu, wobec czego współczynniki będą się wahać zależnie od tego, jak intensywnie wymierają niemowlęta w pierwszych i dalszych tygodniach pierwszego roku życia. Niesłuszne byłoby zarówno obliczanie zgonów w stosunku do żyjących w środku okresu, tj. do liczby dzieci mających równe 1/2 roku, jak i w stosunku do przeciętnej liczby żyjących dzieci w wieku od 0 do 1 roku.

Toteż powszechnie stosowane jest jako miernik umieralności niemowląt prawdopodobieństwo: stosunek liczby zgonów w wieku poniżej 1 roku (albo, zależnie od potrzeby, poniżej 1 tygodnia. 1 miesiąca itd.) do urodzeń¹*³⁴.

S Szulc. Umirralność monowJctf, ^Rfigiąd S*ytfycwy" 1956. ail.it

Główną wadą tej metody, stosowanej zresztą przy analizie ruchu naturalnego ludności w Polsce w latach 1895-I939²⁵, było to, że nie pozwalała znaleźć pełnej odpowiedniości liczb licznika i mianownika, ponieważ zarejestrowane w badanym roku zgony niemowląt dotyczą dwu roczników urodzenia (roku badanego / i roku l-l, poprzedzającego rok badany). Uwzględnianie, w liczbie zgonów, zgonów niemowląt urodzonych w roku poprzedzającym rok badany ma niewielkie znaczenie tylko w przypadku, gdy liczby urodzeń żywych nie ulegają istotnym zmianom w kolejno następujących po sobie latach. W publikacjach ONZ zastrzeżenie to z reguły nie jest zamieszczane, gdyż współczynniki zgonów niemowlęcych obliczane $ą na podstawie wzoru:

Roczny współczynnik Zgonów niemowląt

Liczba zgonów poniżej Ir oku tycia wśród ludności danego obszaru w ciągu danego roku

Liczba żywych urodzeń wśród ludności danego obszaru w ciągu tego samego roku

Rysunek 73

Elementarne zbiorowości zgonów niemowląt

1000.

(7.33)

Zgony niemowląt jednego rocznika Brodzenia Zgony niemowląt zarejestrowanych w roku t

Zgony nkmoatąt (odnogo rocsiftn wodzenia

Zgony mmąi mwjt—owonych w rotai i

Nie ma również nigdzie mowy o sposobie obliczeń, jaki należy zastosować wówczas, gdy przytoczone zastrzeżenie wykluczy możliwość użycia tradycyjnego wzoru.

W polskiej praktyce statystycznej w latach 1946-1994 stosowano bardziej złożoną, ale teoretycznie bardziej uzasadnioną metodę obliczania współczynników zgonów niemowląt. Roczny współczynnik zgonów niemowląt (na 1000 urodzeń żywych) obliczano za pomocą wzoru opartego na zasadzie J. Rahlsa⁷⁶:

³ S S/ulc. Umieralność nUmnwtąt, seria Statystyka Polski, seria C. z 41. GUS. Warszawa 1951, *■87 i nasi; W' Morawski. Małżeństwa, urodzenia i zgony w województwach południowych w roku 1926 ** tle dax województw zt* hndnieh i niektórych krajów Europy. „Kwartalnik Statystyczny" 1930. t V!T. ^Ł li 151-252

* J Rahts. Ejmttubmg ó*t Sauglingassietbhchkeit m Knegszciten. Jkalscha Suuistiscbcs fcMrJblatt" 1916, u 7, a 186 i ust