A standard népesség

——-————————————_—.

TERÚLET És NÉPESSÉG

A standard népesség.?

La population standard?) A népesedési mozgalomnak az utóbbi

negyed század alatt Európaszerte végbement és a háború óta iramában csak fokozott át- alakulása szükségszerűen érlelte azokat a

"vizsgálatokat, amelyek e kontinens népese—

fdésének a jövőjét, a megcsökkent új sarja- rdék és a meghosszabbodott valószinű élet—

kor eredményeképpen előálló mélyreható szervezeti elváltozásokat kémlelik.

Lehet úgy vélekedni, hogy a jövőbené—

zés nem szigorúan tudományos feladat (noha hisszük, hogy mindinkább azzá vá- lik), de pszichológiailag igen érthető e vállal- kozás, kivált ily átmeneti jellegű időkben. A 'statisztikusnak, aki a térben és időben egy- aránt szemléli a jelenségeket, nem szabad felróni e jóslatféléket, mert ő a jelent a mult alapján, a jövőt a jelen alapján mérlegeli,

"értékeli s amellett a szabatos időbeli össze- ,hasonlíthatóság tudományának módszertani

követelménye, amellyel áll vagy bukik.

Ha ennek dacára is a szkepszis bizonyos várnyalratával veszünk tudomást a jövőbené—

:zésről, annak oka igen egyszerű: tudva—tud- _,juk ugyanis nemcsak azt, hogy a fizikailag és pszichikailag szerfeletti különbségeket egyesítő tömeg társadalmi magatartása, rea—

:genciája az okok mily bonyolult szövedéké- itől függ, hanem azt is, hogy a sokszor in- 'p0nderábiliának látszó kivételes ok (tegyük fel egy háború, egy tételes jogi intézkedés, nagyobb válság stb.) mily huzamosan és lényegbevágóan zavarja meg a társadalom bizonyos életnyilvánulásait, amelyekből, mint ismérvekből egyébként következteté- seket vonhatnánk a jövőre. Ha tehát a tö—

megészlelés oksági ítéletek levonására még oly alkalmas volna is s így a jelenségek idő—

beli alakulásából a jövőre vonatkozólag még oly megközelítő ítéleteket mondhatnánk, akkor is akadály tornyosulna jövőbenéző szemünk elé azért, mert a ma még kiküszö—

bölhetetlennek látszó fenti és hasonló zavaró tényezők előállásának idejét, helyét és ösz-

1) A Magyar Statisztikai Társaság 1930 jan. 21-i előadóülésen tartott előadás. — Conférence faite dans la séance du 21 janvier 1930 de la Société Hongroise de Statistigue; elle paraitm en frangais dans le Journal de la Société Hongroise de Statis- ligue.

szes előfeltételeit megjósolni egyelőre nem tudjuk.

Mindez nem jelenti azt, hogy a társa—

dalmi tudományoknak a jövőbenézésről le kellene mondaniok, de mindenesetre jelenti azt, hogy a bonyolultabb jelenségek megjó—

solásában mértéket kell tartani. Minél keve—

sebb tényezőtől függ valamely, a tömegész—

lelés módszerével megvilágítható jelenség alakulása, annál nagyobb valószínűséggel körvonalazhatjuk az illető jelenség jövőbeli alakulását. Az, hogy 10 év mulva mennyi lesz a munkanélküliek száma, egész sereg faktortól függ, de hogy vajjon ugyanakkor mennyi lesz egy bizonyos területen a mun- kabíróak fiatalabb csoportja (15—24 év kö—

zöttiek száma), az a nehezebben kiszámít- ható vándormozgalmak alakulását nem te- kintve, lényegileg csak két tényezőtől függ, nevezetesen attól, hogy mennyi jelenleg az

5—14 éves korban lévő gyermekek száma,

és hogy mennyien fognak ezek közül előre- láthatóan elhalni addig, amíg elérik a 15-ik, illetve 24-ik évüket. Az egyik feltétel isme—

rétes, a másik pedig nagy megközelítéssel kiszámítható. Lényegesen nehezebb a fel- adat akkor, ha azt akarjuk megtudni, hogy 10 év mulva miképpen fog megoszlani az egész népesség életkor szerint. Ez esetben ugyanis egy újabb ismeretlen tényező áll előttünk, nem tudjuk ugyanis, hogy meny—

nyien fognak születni a következő 10 év folyamán. Itt egy újabb hipotézissel kell él—

nünk: vagy egy bizonyos —— lehetőleg a leg—

utóbbi évek átlagával azonos _— születési számot továbbra is állandónak tekintünk, vagy pedig az eddigi tendenciát továbbra is állandónak véve, esetleg —— a változások ciklikus jellegére is figyelemmel — beiktat- juk az egyes következő években várható születések számát s amellett tekintetbe ve—

hetjük a szülésre képes produktív korú női népesség kortagozódásban előreláthatólag bekövetkező változásokat, amelyek a szü—

letések számára elhatározó befolyással van- nak. Természetesen bármiképpen járjunk is el, önkényesen dolgoztunk. s minél mesz—

szibb jövőbe tekint szemünk, annál nagyobb eltolódást idéz elő a születési szám önkényes feltételezése, nem is tekintve azt, hogy a halandóság módosulása hosszabb idő mul-

77

12. szam. —— 1052 —— 1930 tán jelentékenyen alterálni fogja a kortago—

zódás alakulására vonatkozó jóslatok érvé—

nyét.

Csak a kormegoszlás jelentőségének bi—

zonyítéka, hogy e nehézségek dacára is elég sűrűn találkozunk olyan számításokkal, amelyek a népesség korszerinti tagozódását igyekeznek meghatározni a közeli vagy tá- volabbi jövőre.. Elég itt az újabb irányú becslések közül utalni a következőkre:

Winkler a háborús veszteségekről szóló munkájában Franciaország népességének életkor szerint való alakulását felrajzolta néhány nevezetes év várható eredményének a közbeiktatásával egészen 1998—ig.1) Buday László fontos gazdaságpolitikai s közok—

tatásügyi érdekekre való tekintettel pillan—

tott be korbagozódásunk közeljövőbeli ala- kulásába?) A németbirodalmi Statisztikai Hivatal rövid időköz alatt már másodízben publikál olyan fejtegetést, amely bizonyos halandósági és születési arányszámok felté- telezése mellett 10 évenkinti közbeeső érté- kek meghatározásával kiszámítja a német la—

kosság valószínű kortagozódását 1975—ig.3)4) Hogy ezek a számítások nem akarnak a po—

zitív jóslat igényével fellépni (hiszen a cél—

juk is tulajdonképen más!), azt eléggé bi—

zonyítja az is, hogy a kortagozódást oly felettébb meghatározó születési szám beik—

tatásánál hármas lehetőséggel számol az első helyen idézett német kiadvány. S hogy a jövő képének a meghatározása e látszólag nem túlkomplikált tényezőktől függő tago—

sulásra nézve is mennyire csak megközelítő, azt eléggé bizonyítja az is, hogy az alig pár évvel később, vagyis már nem az 1921——

1923-as, hanem az 1924 1926-es halandó-

sági viszonyokból és ugyancsak alacsonyabb születési számból kiinduló és a stationer né—

pesség eloszlását meghatározó számítás már úgy a népszám összességét, mint a kortago—

1) Winkler: Die Monarchie nach

Tafel VI.

9) Buday: A megcsonkított Magyarország. Bu—

dapest, 1921. 38. és köv. l.

3) Statistik des Deutschen Reichs, Band 316.

Anhang. Richtlinien zur Beurteilung des Bevöl- kerungsproblems Deutschlands für die náehsten 50 Jahre. Berlin, 1926. 43. és köv. 1., valamint Beitráge zum deutschen Bevötkerungsproblem. Sonderháfte zur Wirtschaft und Statistik. No, 5. 9. és köv, ].

Berlin, 1929.

4) Érteke—Zésünk megírását követő 8 hónappal megjelent népmozgalmi kiadványa a Némethiro- dalmi Statisztikai Hivatalnak (Stat. d. I). R. 360.

Berlin, 1930.) több helyen is folytat hasonló termé- szetű vizsgálatokat, ]. különösen 51—57. és 205—

206].

Toten—verluste der öst.—ung.

Nationalitáten. Wien, 1919.

zódást illetőleg lényegesen más eredményre jut. Tárgyunktól eltérítene annak részlete- sebb vizsgálata, hogy vajjon e számvetések—

nél jobbat, szerencsésebhet lehet—é produ—

kálni, vagy sem, hogy nevezetesen a halan- dósági viszonyok eddigi tendenciáját —— an-v nak időbeli alakulását feltüntető arányszá—

mokat egy kiegyenlíthető statisztikai sornak, tekintve, nem kellene-é belekalkulálni a jÖ——

Vőre nézve s hogy vajjon az e nélkül dolgozó—

jóslás nem vezet-é szükségképpen pesszi—

mista, a valóságon innen maradó végered—

ményekre? Hiszen nem kell egyéb, csak az, hogy néhány oly betegség kórokozóját és biztos therápiáját feltalálják, amellyel szem- ben az orvosi tudomány ma még jórészt te:

hetetlen (rák, gyermekbénulás, Brightkór, vészes vérszegénység, rheuma stb.) s egy- szeriben kitolódik a valószínű élettartam, módosul az egész jövőre szóló becslés.

Hogy e teljességre igényt nem tartó el- lenvetések dacára sem tartjuk haszon nél—

küli vállalkozásnak a jövőbe nézésnek a német hivatalos statisztika által végzett módját, annak több oka is van. Elsősorban igen fontos gyakorlati érdekek teszik kívá—

natossá azt, hogy legalább nagyjában tisztá—

ban legyünk az egyes korosztályok várható számbeli alakulásával. A rendelkezésre álló munkaerőknek a száma, a munkanélküli—

ségnek, vagy munkáshiánynak a lehetősége—

mind szigorú függésben vannak a társada- lom kormegoszlásával. Az, hogy 30 év mulva milyen lesz az építkezés, a lakásszükse'glet, jórészt attól függ, hogy a fiatalkorú produktívak, akik közt a családalapítás a leggyakoribb, mennyire telitettek. Érdemes tehát tisztán gyakorlati okokból tudni, hogy vajjon 10 év mulva az ipari és mezőgazda—

sági termelés tanoncszükségletére mekkora tartalékhadsereg áll rendelkezésre, hogy 10 év mulva kevesebb, vagy több új házasság—

gal, családalapítással számolhatunk—e, mint napjainkban, hogy a közeli—távoli jövőben több vagy kevesebb felnőtt adózó polgár vá]—

lairanehezedik-é a közszükségletek kielégí- tése, mint ma?

A demografus számára mindezen felül is sokat jelentenek a becslések, mert amiként tudja, hogy a mindenkori kortagozódás a népmozgalmi tényezők függvénye, úgy az—

zal is tisztában van, hogy az adott esetben

.kialakúlt kortagozódás elhatározó befolyás—

sal van a népmozgalom összes jelenségeire.

lgy a, házasságkötések, a születések és a halálozások száma, az azokra kihatással lévő ü. n. tartalmi vagy tulajdonképpeni okokon

12. szám. 1930 kívül függ attól a formálisnak vehető, vagy

u. n. statisztikai októl is, hogy az illető nép- mozgalmi jelenségek gyakoriságát előmoz—

dítja, vagy csökkenti-é a kormegoszlás?

Mindezek alapján mondhatjuk:

1. A kortagozódás valószínű alakulásá—

ból vázlatosan és megközelítéssel felrajzol—

hatjuk a népmozgalom várható alakulását.

2. A népmozgalom terén bekövetkező tényleges változások értékelése helyesebbé válik; a felesleges pesszimizmus és elsietett optimizmus szélsőségeire hajló ítélet helye—

sebb mértékhez tarthatja magát, amennyi—

ben így már nem a tényleg bekövetkező vál- tozás, hanem egyrészt a jövőben várható és a tényleg bekövetkező eredmények közötti differenciát fogja az u. n. tartalmi okok számlájára írni s így oksági ítéletek felépí- tésére felhasználni.

3. A bekövetkező jelentős változások felraj- zolása megerősíti azt a szükségletet, hogy a kortagozódástól, mint ti. n. statisztikai októl meghatározott népmozgalmi jelenségeket úgy a térben, mint az időben helyesen ha—

sonlítsuk össze. A népmozgalmi ,,nyers" vi- szonyszámok relativitásának a tudatát fo-

kozza az ily jövőbenézés.

Mivel mindent a térben és időben szem—

lélünk, ezért a tömegészlelés eredményeinek értékét is a térbeli és időbeli szemlélet he—

lyessége adja meg. A népmozgalmi viszony- számok a maguk közhasználatos formájá- ban —— praktikus jelentőségüket ugyan nem vitatva —— többé—kevésbbé mindig alkalmat—

lanok voltak a térbeli és időbeli összehason- lításokra. A népmozgalom újabb jelenségei azt mutatják, hogy napjainkban a népesség- nek a népmozgalom jövőjének alakítása szempontjából leglényegesebb összetétele, t. i. kormegoszlása sokkal erősebb átalaku- lásban van, mint bármikor. A jövőre vo—

natkozó hitelt érdemlő számítások meg éppen meglepőek. Burgdörferl) pl. Német—

ország mai, már alig közepe-s természetes szaporulat—át is csak kedvező látszatnak tartja, mert csupán annak az eredménye, hogy ma még az öregek képviselete elég alacsony s hogy a születéseket produkáló réteg erősen telített, de mihelyst a mostani alacsonyabb születési színvonal képviselői felkerülnek a fajfenntartó korba és a mos- tani produktívak megöregednek, stagnáló vagy éppen negatív előjelű lesz a népmoz-

1) Butgdörfet: Bevölkerungsstatis—tik. Han'dwör- terbnch der Staatswissensehaften. 4, Aufl. Ergán-

zungsband. Jena, 1929. 130. és köv. l.

galom egyenlege. (Persze az 1924/26-os ha- landósági viszonyokat vette bázisul; bár tagadhatatlan, hogy ezen évek igen ked—

vező, alacsony mort—alitással tűnnek már ki.) A népesedési mozgalomnak az a gyöke—

res átalakulása, amely a legutóbbi 20—30 esztendő alatt Európaszerte végbement s amely átalakulásnak az üteme a világháború után fokozódott, a népesség korösszetételé- nek gyökeres megváltozását fogja eredmé- nyezni, mint ahogy azt már részben eredmé—

nyezte is —— függetlenül a nagy háborútól. A születési hányadosnak a multban nem ta- pasztalt nagyarányú esése, kapcsolatban a halandóság javulásával, a népesség felfrissü—

lésének a lassúbbodására, a népesség elöre- gedésére, vagyis az idősebb korosztályok né—

pességének viszonylagos növekvésére fog ve- zetni, Ez a folyamat most már évről-évre jobban észlelhető lesz; s még ha a születési hányados mostani színvonalán jó időre meg- állapodnék is, még akkor is néhány évtize—

den át a születéseknek idáig bekövetkezett hanyatlása az időskorúak képviseletének tartamos emelkedésével kell, hogy leszámi- toltassék. Ez azután az életkortól kifejezet- ten függő népmozgalmi jelenségek szükség- szerű megváltozását idézi elő. Egy olyan változást, amely —— ismételjük —— nem az ü.

n. tartalmi okok függvénye. A várható vál—

tozások a következők:

1. Az 1000 lélekre eső halandósági arány lassú emelkedése, de legalább is holtpontra jutása.

2. Az 1000 lélekre eső születési arány to—

vábbi csökkenése.

3. A házasságkötési nyers hányadosnak.

a közeljövőben szintén bekövetkező esése.

Ezek a prognózisok — s ez a fontos! —-arra az esetre szólnak, ha egyébként az életve- szély helyes mutatója (a standardizált ha-

landósági hányados, illetve a valószínű élet-

tartam) nem romlik, sőt az ú. n. tiszta ha- landósági arány bizonyos méretű javulása

esetére is áll a jóslat, valamint azon esetre

is érvényes, hogy ha a nők termékenysége tovább már nem csökken és ha a családala—

pítási készség sem változik jó időn át. Rövi- den azt jelenti ez, hogy az ú. n. nyers és tiszta arányszámok divergenciájával a kö- zel jövőben jobban kell számolnunk, mint valahaf) Ennek hátterében a népmozgalom- naik már említett átalakulása áll, amely min—

den túlzás nélkül forradalmi jellegűnek

1) Szerző: Halandóságunk nemzetközi viszony—V latban. (Magy. Stat. Szemle. 1929. 8. sz, 845—847.l_)

7 7*

12. szám,

—— 1054 ——

1930 mondható. Talán csak a XVIII. század vé-

gén, az angol ipari renaissance idején bekö—

vetkező és Malthus theóriáján nyomot ha—

gyó kivételes népszaporodási időszak vet—

hető ezzel össze; nyilván nem a jellegét te—

kintve, amelynek a mai éppen az ellenke- zője, hanem az azelőtti korszak népesedési mozgalmától való eltérés nagysága, vagyis kivételes volta tekintetében. Ez a párhuzam nem azért kivánkozik tollhegyre, hogy a na- gyon bonyolult szálakból szövődő okokat sorra vegyük s azért sem, hogy a kivételes, de legalább is átmeneti kor népmozgalmából kiindulólag a beavatkozás bizonyos kívánal—

mait kifejtsük, hanem tisztán csak azért, hogy ezen népmozgalmi korszaknak a ví—

szonyszámok értékeIe'Se szempontjából való kivételes jellegét hangoztassuk és hogy a multtal való összehasonlítás nagyobb nehéz—

ségeire és az összehasonlítási módok kiéle- zett fontosságára a figyelmet felhívjuk.

A születési arány stabilitásának a korsza—

kában a népmozgalmi viszonyszámokat for—

mai okokból befolyásoló tényezőnek: a kor- megoszlásnak a kiküszöbölése elsősorban a [erületi összehasonlítás lehetővé tételét szol—

gálja. Ellenben mihelyst a születési arány fel- tűnően labilissá lesz, akkor a jelenségek idő—

beli egybevetésének a korrekciójára esik a súlypont. Persze a területi összehasonlítás szabatos volta is változatlanul fontos marad, mert hiszen a különböző társadalmaknak a kormegoszlása jelenleg legalább is olyan nagy eltéréseket mutat, mint a multban.

Mindent egybefoglalva a mai, demoló—

giailag kivételes átalakulást mutató időben kétszeres szükség van arra, hogy alkalmaz—

zunk egy olyan értékmérőt, amelynek a se—

gélyével a kormegoszlás különbözőségeit kö- zös nevezőre hozván, kiküszöbölhetjük az összehasonlíthatóság formális akadályát.

Egyébként a jelent a multtal és a mát a jö—

vővel gáncs nélkül összehasonlítani hiú vál—

lalkozás volna.

*

Bár elvileg nincs akadálya annak, hogy a

koreloszlás különböző voltát valamennyi, a

kortól kimutathatóan és állandóan függő

népmozgalmi jelenség helyesebb megrögzí- tése céljából elimináljuk, mégis általáno—

sabb használatnak inkább csak a halálozás arányszámát helyesebb formába öntő és Kö- rősy nevéhez kapcsolódó korrekció ör- vend, amely a kiválasztott standard—sokaság kormegosz—lására redukálja a halandóságot az ú. n. korindexek összegezésével.

E javítás szilárd alapot nyujt a halandó—

ság időbeli és térbeli alakulásának az ösz—

szehaso—nlítására.

A kormegoszlás fixirozásának a létjogo-

sultságát s az erre átszámított halandósági hányados használhatóságát nem sikerült el- vitatni. Mondhatjuk Szél Tivadarral, hogy ,,ennél jobb mértékét a közegészségi viszo- nyoknak nem ismerjükf")

Az a tagadhatatlan tény, hogy a más—

más standardnépesség kiválasztása _megany—

nyi más halandósági arányt fog prudukálni, (amely körülményt Bortkiewicz is eléggé hangsúlyoz a standardnépesség alapjára re—

dukált számításmóddal szemben meglehe—

tősen szkeptikus tanulinányábane), éppúgy nem ingatja meg a standardszámítás elvi he—

lyességét, mint az az állítás, amely szerint a standardszámítás azért felesleges, mert az államok halandósága közötti relációban a nyers és standard módszer szerint említésre méltó eltérés sokszor nem is mutatkozik. Az előbbi tény mint Szél is hangoztatja, -——

egészen természetes. Hogy pedig több állam között a standard és nyers halandóság sor—

rendje esetleg ugyanaz lehet, az elméletileg nincs kizárva és vagy annak a következmé—

nye, hogy az illető államok kormegoszlása nagy hasonlóságot mutat az értékelés idő- pontjában, vagy pedig, hogy, habár ez a ha- sonlóság az első pillantásra nem is feltűnő, a speciálisan nagy halandóságot mutató és az összhalandóságot döntően befolyásoló korosztályok (csecsemők és aggok) képvi—

seletéhen mutatkozó hiányok és többletek körülbelül kiegyenlítik egymást. Ez lehet véletlen dolga, de már csak azért sem tá—

madja meg a javítás létjogosultságát, mert az egy időpontban mutatkozó esetleges cse- kély különbség nem nyujt biztosítékot arra, hogy ugyanez a differencia a jövőben nem

fog—e jelentékenyen megnövekedni.

A standardnépesség alapulvételével át—

számított halandósági hányadosok előnyét a nyers koefficiens—ékkel szemben nemcsak az a tény nem rontja le, hogy a változó stan—

dardnépesség mellett változó standard ha—

landósági arányszámokat kapunk, hanem még a különböző standardok választásával előálló, sokat emlegetett esetleges sorrend- változás sem szól a mellett, hogy a standar- dizálás értékét lebecsüljük. A közhasznála-

1) Saile (Szél): Körösy József hatása a statisz—

tika fejlődésére. Budapest, 1927. 141. l.

?) Bortkieivicz: Uher die Methode der ,,Stan- dard population". Bulletin de l'lnstitut International de Statistigue 1904, 135. l.)

___l2. szám. —— 1055 —-—

tos ezer lélekre eső halálozási hányados alap- ján kialakuló sorrendje az államoknak lé- nyegesen más, mint a standardnépesség kor- tagozódására átszámított sorrend, légyen az a standard bármilyen. Előfordul, hogy a különböző standardok kiválasztásával kiszá- mított halandósági indexek sorrendje pl. ál—

lamonként nem egyezik egymással teljesen.

De az államoknak a különböző standardok alapulvételével kialakuló halandósági sor- rendszámai —-— azokat mint statisztikai soro—

kat nézve, —— sokkal hasonlóbbak egymás között, mint a nyers halandósági hányado- sok alapján előálló sorrendszámok a stan—

dard halandósági számok sorakozási rendjé- nek bármelyikéhez.

Már pedig ezen fordul meg a kérdés, El—

méletileg ugyanis ebben az esetben a stan- dardszámít'ás alkalmazásával szemben a sorrendszámok divergálása okából nem le- het alapos kifogást emelni. Hogy egyrészt a különbözö standardnépességekre átszámí—

tott és másrészt a nyers halandósági hánya- dosok államonként való sorrendjei a való—

ságban tényleg nagy különbséget mutatnak s hogy a más-más standardok választásával nyert eredmények —mint statisztikai sorok __ jobban hasonlítanak egymáshoz, mint a nyers hányados szerint képezhető sorrend- hez, azt a kérdést a konkrét vizsgálatok megerősítik. Ismét utalnom kell a halandó- ság nemzetközi összehasonlításáról szóló dol—

gozatomra?) Ennek igazolására ezúttal az említett anyagból mindössze 21 államot ve- szünk vizsgálat alá, elrendezve azokat a nyers halandóság csökkenő sorrendje szerint.

Ugyanezen államok halandóságát standar- dizáltuk hét korosztály alapulvételével Hol—

landia békebeli népességének, valamint a háborús behatások alatt álló Csonka-Ma—

gyarország és a Körösy által standardul ajánlott Svédország 1920—as Összetételére. A helycserék egyfelől a közhasználatos nyers, és másfelől a standard számítási mód alapján kialakult sorrendszámok között je- lentősek. Franciaország halandósága a 21 állam és tagállam közt az 1000 lélekre eső hányados alapján a harmadik helyen áll, a holland standardra átszámítva a hetedik, a magyar korösszetétel szerint a kilencedik és, a svéd népességre redukálva a nyolcadik he- lyet foglalja el. Ellenben az északamerikai Unió tagállamai közé tartozó Louisiana a nyers hányados szerint a 16-ik helyen áll, holott a holland kortagozódás alapján a 9—ik, a magyarországi standard mellett a 7—ik és a svéd standard szerint ismét a 9—ik helyre

1) Szerző i. m. főleg 855—864. lap.

nyomul elő. Igen jelentős a sorrendszám vál- tozása még Svédországnál és az északame—

rikai New-Hampshiere államnál és pedig a standardhal—andóság javára, Németország- nál, a délafrikai Uniónál a standard morta- litás hátrányára. A feltűnő sorrendváltozások semmi kétséget nem hagynak aziránt, hogy

a standardizálásra szükség van; de még

szembeszökőbben bizonyítja ezt az, hogy a nyers és a standard sorrendszámok csak egé—

szen kivételes esetekben esnek össze. így pl.

a 21 állam közt 20 esetben más és csak egy esetben azonos a sorrend a nyers hányados és a holland kormegoszlásra átszámított ha- landóság között; a magyar népességre stan- dardizált hányadosok meg éppen egyetlen esetben sem fedik a sorrendet, tekintve az 1000 lélekre eső halálozási koefficiensek lép— csőzetes alakulását és a svéd standarddal is csak háromszor egyeznek, de attól 18 est—

ben különböznek. Kétségtelen, hogy a más- más népesség alapulvételével kiszámított standardok sem alakulnak teljesen azonos sorrendben. De míg a nyers hányados sor—

rendszámok eltérése a standard sorrendszá—

mok átlag értékétől 2'92, addig a fenti hár- mas standard sorrendszámoknak egymástól való átlagos divergálása 0'30, tehát alig több, mint egytizede az előbbi értéknek. S ha igaz is, hogy pl. a holland és svéd standard sor- rendszámai csak 13-szor egyeznek és 8-szor eltérnek, e 8 negatív eset közül nem keve—

sebb, mint 6-szor csak egyet tesz ki a sor—

rendszám eltolódása és csak kettő azoknak az eseteknek a száma, amidőn a változás két

egységet ér el.)) (L. a következő oldal 1)

Egyébként a sorrendszám alakulása nem jelent mindent. Elképzelhető, hogy a sor—

rendszám teljes egyezést mutat a nyers és standardhalandóság esetén, avagy a külön- böző né-pességösszetételek alapulvétele ese—

tén is és ez még mindig nem jelenti azt szük- ségképen, hogy akár a standardhalandóság felesleges, akár pedig, hogy a standardsoka- ság kiválasztása egészen indifferens.

Ha ugyanis két statisztikai sort állítok egymás mellé, amelyek közül az egyiknek, a tag-értékeit a 100, 101, 102, 103 . . . 11 —l— 1 stb. számok jelzik, míg a másik sor tagjainak értéke 100, 110, 120, 130...

n —l— 10 stb. lesz, akkor a sorrendszám azonossága mel—

lett is a megfelelő tagok értékét, egymáshoz való viszonyát jelző számok nyilván jelentősen különbö- zők. Viszont, ha az első sorral szembeállítok egy másik statisztikai sort, amely —-— mondjuk —— 100, 101, 103, 102, 104, 106, 105, 107 stb., tehát szabály-

talanul emelkedő tendenciát mutat, akkor az utóbbi sor tagjainak az értéke a tagok sorrendszámában ismételten bekövetkező kisebb divergxenoia ellenére is közelebb fog állami, mint a második helyen emlí-

12. szám,

tett, tízzel emelkedő és az első sorral formailag egyező statisztikai sornak a tage'rtékei. Tehát nem annyira a sorrendszámok azonosságán, mint inkább a megfelelő tagok értékét (súlyát) tisztázó index—

számok hasonlóságán, illetve divergenoiáján van a

súlypont. (103/102 és 104/1114, 105/106 nem forma,

de lényeg szerint nagyobb hasonlóságot mutatnak, mint a 102/120, 103/130 és 104/140 számpárok.) Az így mutatkozó különbségek sokkal hívebben tisztázzák a különböző álla-mok halandóságában mutatkozó szi-uvonalkülönbségeket, mint a sorrend—

számok.

Az eltérés az ú. n. nyershalandóság és a stan—

dard alapulvételével átszámított hányados között még csak így, az índexszámok segélyével jut igazán kifejezésre. Franciaország halandósága Hollandiát":- nál látszólag 51 %-kal nagyobb, holott a hollandiai, általunk használt standardra értékelve csak 3l%—kal, a magyar össze-tételre átszámítva 32%—ka1 és a svéd standard elfogadásával 28%-kal magasabb. Ezek a többé—kevésbbé lényeges különbségek sűrűn ismét- lődnek.

Meg kell azonban jegyeznünk azt is, hogy ezek az indexszámok a más—más standard alapulvételé—

vel néha egymás között is jelentős külömbséget mu- tatnak. Ezeknek az eltéréseknek a legfőbb oka a más-más standard-népesség—ek eltérő kor-megoszlása.

Ha a halandóságot olyan népességre számítjuk át, amelyben igen sok a nagy mortalitást feltüntető öreg, akkor ez az átszámítási alap valamennyi állam halandóságát magasabb szintre emeli s még a leg—

kedvezőbb mortalitást mutató népesség összhalan- dósága is oly magasra fog emelkedni _ az öregek

1) Jutott 1000 lélekre az 1920/21 évek átlagában halálozás

a nyers Hollandia Magyar- Svéd—

számítás (1910) ország ország

, alapjan (1920) (1920)

Orszag ————— "Mt—, ——,———

E korösszetetelere redukalva

%s (7 korcsoportra szamitva)

Pays a -——.——_m———

%., % EE 28 0 Es

§ o/N Én o/oo És: /00 É—a

2 a? 83 88

Bulgária .. . 2164 12270 22085 22262 2 Magyarország 21-27 22296 12127 123-86 1 Franciaország 17—61 315—33 714'58 917-06 8 Olaszország-. 1744 417-62 31608 31874 3 Észtország .. 16-05 515-75 614'75 617'32 5 Görögország 1522 616'39 414-95 51716 6

New-Hamp-

shiere (USA) 14-92 713-73 1413-18 1415-39 14 Németország 14-57 815-87 51503 41741 4 Belgium .. .. 13-88 914-19 1213-41 1215'67 11 'NeW-York(USA)13—86 101528 81465 31710 7

Kalifornia

(USA) . 1364 1113-80 1313-37 1315-44 13 Svájc.. .. .. 13-34 1214-02 1113'56 1116-22 10 Svédország .. 12-84 1311-30 191076 191284 19 Florida (USA) 1252 1414-10 1013-70 1015-67 12 Anglia és

Wales .. .. 12-42 151279 151200 161439 15

Louisiana

(USA) .. 12-41 1615'15 914—73 71700 9 Norvégia.. .. 12-12 1711-09 211065 211262 21 Dánia,. .. 11'64 1811'20 2010-69 201273 20

Németalföld.... 11'55 1911'70 1811'08 1813'85 18 DélafrikaiUníó 1036 201254 161207 151415 16 Montana(USA) 10'11 2112'20

—— 1056 ——

1930

mortalitásának a túlságosan szenilis összetételű

standard szerint még döntőbb befolyás révén, ——

hogy más államok mortalitásának ehhez (a legked—

vezőbb helyzetben levőhöz) viszonyított indexsuimai alacsonyaknak fognak mutatkozni. Ezért azután a 21 állam halandósági indexszámali azt mutatják, hogy általában a svédországi standardra átszámított halandósági hányadosok mutatják a legmagasabb értékeket (ami a kormegoszlást tekintve természe- tes és tulajdonképen nem is lényeges); egyben azon- ban a legalacsonyabb indexszámokat is többnyire a Svédországra redukált hányadosok alapján nyerjük.

A standardhalandóság helyes megállapí- tásának egyik fontos előfeltétele, ,hogy az életveszély összehasonlítása céljából külön vizsgált korcsoportok tagolása kielégítő le—

gyen, vagyis kelvlő számú korosztállyal dol—

gozzunk. Ennek a figyelmen kívül hagyása téves következtetésekre visz. Említett kisebb

tanuhnányomban (Magyarország halandó-

sága nemzetközi viszonylatban 848—4849.

l.) kimutattam azt, hogy a négyes kor- c—soporttal való dolgozás mennyire elt-a—

karja a valóságot. A 40 vagy 50 éven fe—

lüliek egybefogla-lásával többek közt pl. Ang—

lia és Wales s kivált a Délafrikai Unió stan- dardhalandósága kedvezőbbnek mutatkoz—

nék, mint Svédországé, holott erről szó sincs.

De igenis áll az, hogy pl. a 40 éven felüli né—

pességből Svédországban 60, illetve 1007 - kal nagyobb a rendkívül kedvezőtlen morta- litást mutató 70, illetve 80 éven felüliek ré- szesedése, mint Angliában?) Természetes,

hogy az összefoglalás lerontja Svédország és egyben éppoly illetéktelenül megjavítja Anglia és Wales standardmortalitását, elany—

nyira, hogy azok a jellegzetes különbségek, amelyek a nyers arányszám es a helyes kor- tagozással eredményül nyert standardhánya—

dos között fennállanak, felettébb elmosódva, sokszor egyenesen meghamisítva jelentkez- nek?)

1) Svédországban 100 40 éven felüli egyén kö—

zül 16'8 a 70 éven felüliek és 4'2 a 80 éven felüliek arányszáma. Anglia és Walesben a megfelelő há- nyadosok: 107, illetve 21.

9) Jutott 1000 lélekre elhalt (1920—21) Hollandia korösszetételére

"nyers" redukálva (1910)

"512333? ___fléiYL_L_JEBILW

korcsoport alapulvételével

Anglia és Wales 124201) 11'86 (II) 1283 (I) Svédország .. . 1284 (1) 1203 (I) 1108 (II!)

Délafríkai Unio.: mason)! 11-03 (III) 1261 (11)

Index-számok

Anglia és Walles 1000 1000 1000 Svédország .. .. 1034 1014 86'4 Délafrikai Unio . . 885 930 98'3

*) 1 e'. a,, 1—19 éves, 20—39 éves, 40 e. f,

12. szám. —— 1057 ——

Vagyis, hogyha 7 vagy 8 (korcsoport he- lyett csak néggyel dolgozunk s így számít—

juk ki a standardhalandóságot, akkor ez a munkamegtakarítás lényegesen eltorzítja azokat az indexszám—okat, amelyek a külön—

böző országok standard—halandóságának egymáshoz való viszonyát jelzik. Tehát nem szabad takarékoskodni! Azonban tévedés volna azt gondolni, hogy a korcsoportok ki—

sebb vagy nagyobb számának alapulvétele éppoly érzékeny változást idéz elő azoknak az indexszámoknak az alakulásán, amelyek azt jelzik, hogy más-más standardnépessé—

gek alapulvétele esetén miképen viszonyla—

nak az egyik ország halandósági arányszá- mai a másikéhoz?)

A nyers- és standardmortalitás szabatos megrögzítése céljából a már több ízben em- lített kisebb tanulmányommal szemben, amelyben 7 korcsoport halandóságának kü—

lön—külön kiszámításával standardizáltam, helyesebbnek vélem a 70 éven felülieket két további csoportra tagolva (70——79 és 80 éven

felüliek.) nyolc korosztállyal dolgozni. (1

éven aluliak, 1-—4 évesek, 5M19, 20—39, 40—59, 60—69, 70—-—79 évesek és 80 éven felüliek. A számítások igazolják, hogy így némileg módosulnak az egyes országok stan—

tardhalandósági hányadosai, nemkülönben az ezekből képezett indexszámok is.

Az indexszámok változására a más—más :standardnépesség kiválasztásának, illetve al—

kalmazásának sokkal kisebb befolyása van, mint a számítás alapjául szolgáló korcso—

portszám egy oly —— látszólag jelen- téktelen —— növelésének (illetve esetleg csök—

kentésének), mint aminőt a 70 éven felüliek további tagolása, a 80 éven felüliek külön-

választása jelent.

A jegyzetben (l. következő oldal 1) jegy—

zetét) közölt táblán kiválogattunk 11 olyan államot, illetve tagállamot, amelyeknek a

*) Ha Anglia és Wales halandóságát mindegyik :számltásmód szerint 100'0—del vesszük egyenlőnek,

*volt az oldalt jelzett. országoké

5 volt

Htállan— semleges Svéd- Magyar—

n 6 ra .. ; ország ország

y fs (1910) (2138? (1920) (1920)

módszer -——————w.—,_fy___—_

. népességére standardizálva 4 kor—

szermt "

;,csoport alapulvételével (1 é. a., 1—19, 20—39, 40 é. f.)_

103'4 83'5

103'5 92'1

102'1 92'9 Svédország

Délafr. Unió

s 1014 1025

930 926

Ugyanezen indexszámok 8 korcsoport alapján számolva

86'4 86'8 87'3

98'3 98'1 98'6

880 1009 1034

83'5 Svédország

Délafr. Unió

nyers halandósága a standardsokaságokra visszavezetett halandóságtól többé—kevésbbé nagy eltérést mutat. A nyers halandóság csökkenő sorrendje szerint sorakoztattuk az államokat és kiszámítottuk, hogy ugyanezen államok standardhalandósága különböző standardnépességek alapulvétele esetén mi—

képen alakulna egyrészt 7, másrészt 8 kor—

csoport számításával. (L. a következő olda- lon kezdődő 1) jegyzetet.)

A sor közepén álló Angliára (100'0) re—

dukált indexszámok szemléltetik a legkéz—

zelfoghatóbban a standardizálás feltétlen szükségességét. A nyers— és standardhánya—

dosok közt mutatkozó sorrendcserék e ki- sebb kimutatás tanulságai szerint is figye- lemre méltók.

Annak további igazolására, hogy a stan—

dardsokaság kiválasztása mennyire nem egé—

szen alárendelt, legyen szabad utalnom a már említett kisebb tanulmányomra, ahol Magyarország és Franciaország halan- dósági indexszámait vetettük össze nyolc—

féle standard alapulvételével s azt tapasztal- tuk, hogy az indexszámok szélső értékei, bár azok mindenike meghaladta is a nyers hányadost —- viszonylag nagyobb eltérést mutattak egymás között, mint a mekkora az indexszámok alsó értéke és a nyers hánya- dos közötti differenciák. A nyolcas körbe—

osztás szerint ez az eltérés ez esetben ugyan enyhül, a más-más standard kiválasztásá—

nak már nincs oly nagy jelentősége, mind- azonáltal a különbségek távolról sem vál—

nak jelentéktelenekké.

*

A standard halandósági hányados alkal—

mazásával szemben egy talán megfontolást érdemlő, bár még távolról sem beigazolt nag—

gályunk van. Nevezetesen az, hogy vajjon az egyes korcsoportokban észlelhető halan—

dóság mértéke nem függ-e attól, hogy az il—

lető korcsoport mennyire telített, illetve mennyire hézagos. E feltevésre Kovács Ala- josnak formai szempontból is nagyértékű, tárgykörünktől távol álló azon kisebb tanul—

mánya indított, amelyben a kivándorlás stu—

tisztikai okával foglalkozván, leszögezi azt, hogy az 1903-as évtől felszökő és 1907—ben kulmináló, de még azután is többnyire ma- gas kivándorlási rátánk. nemcsak gazdasági stb. tényezők okozata. de függvénye annak is, hogy az 1880—as évek rendkívül nagy na—

tálitású évjáratai ezidőtájt bekerültek a prot duktiv és így kivándorlásra leghajlamosabb korévekbe. Lehet, hogy az előtte és utána

12. szám.

— 1058 ——

1930 következő kisebb születési arányú évekből

származó produktívakkal szemben azért vándoroltak ki ezek nagyobb mértékben, mert soraik nagyobb telítettsége miatt a ver-

seny, az

érvényesülés akadályai intenzíveb—

bek voltak. Egy másik analógia: Bizonyos,.

hogy a születési arány a kisgyermekek ha—

lottainak számát nemcsak egyenes arány—

yados az lfL20/21._óvek átlagábanf)

)⁾ ; _módszerNyersa_l ,,,,_-_____...__Hollandia (1910 5esázlggögljajl$gpai ___Svédország (1920)a_ Magyarország(l920)____ ___,

* ***—N 7 'T" "y'—" "" ÚW "" ""; V ,_..,._ ' " '," ' " 7" *; " " Ú" 7

"xm " w" " "" '"

0 r s z á g

mm)

J,,

8 ll

s,. _, J?

,,,,,_8,,,,,_,l,,,__7___,_l§____

figyelembevételével

(zza) (zza) al) (zza; Lilla) (2123; az;) (all

Franciaország 17'6'1 (1) 15-33 (2) 15-39 (2) 15-87 (2)16'O7 (2)17'06 (2)17'48 (2) 14-58 (8)14'48 (3).

New-Hampshire

(U. s. A.) 14-92 (2) 13-73 (5)13-60 (5) 14-23 (5)14'18 (5; 15-39 (5)15'46 (5)13'18 (5)12'96' (ay NélnetországAnglia és WalesSvajcSvedország... .... ... 12-4213-3412'8414-57 (3)15'87(441402(5)11-30(6) 12-79 (9)11'08(1)16'08(4l14'10(6)12'83 (5014 82(mu-so(6) 13-31(1) 16-30 (6) 13-46(1)16'66(4)15-03(9)11'69 (4)16'22(9)12'84(6) 14—39(1)17'41 (6) 14-71(1) 18-01(501662(9)12'84 (9)10'76(4) 13-56(6) 12—00(1) 15-03 (9)l0'49(7)11'92(1) 1507(4)13'61 (7)(4)(9).(n,

Louisiana (U. S. A.) 1241 (7)15'15 (3)15'04 (3)15'73 (3)15'70 (5) 1700 (3)17'09 (3)14'73 (2l14'53 (2)

Norvegia .. .. 12—12

(8)11'O9(10)10'85(10)11'59(10)11'42(10)12'62(10)12'56(10)10'65(1())10'34(10) Hollandia .. .. .. 11-55 (9)11'70 18)11'62 (8l12'24 (8) 12—28 (8) 13-35 (8) 13-54 (891103 (8) 10-87 (8)

Delafrikai Unió***) 10'36(10)12'54 (?)12'61 (7) 1301 (7)13'20 (7)§14'15 (7)14'50 (7) 1207 (6)12'02 (6)

Új Zéland .

9'22(11;10'14(11)10'01(11)10'76(11)10'?1(11),11'98(11)12'06(11)l 9'67(11) 9'44(11)

Index—számok:

(A nyers hányados tekintetében a scr k özepén lévő Anglia és Wales arányszámait 100'0—_{val véve.)} Franciaország .. .. 141'8 119-9 119-9 119'2 119-4 118-5 118'8 121-5 121-5

New-Hampshire

(U. s. A.) 1201 1073 1060 106'9 105-4 106-9 1051 ;1098 1087 NémetországSvájc .. .. 10741173 124-11096 125-31099 122-5111-3 128'8ill-? 12101127 11291224 5125-21130 114-2-126-4 Svédország.. .. .. 103-4 88-3 864 88"? 868 892 878 897 880:

Anglia és Wales .. zoo-0 1000 1000 1000 1000 1000 100-0 zoo-0 100-0 Louisiana (U. s. A.) 99-9 118-5 117-2 118-2 1166 nem 116'2 122-7 121-9

Norvégia . .. 97-6 86-7 846 871 84-8 877 85-4 887 867

Hollandia .. .. .. 93-0 91-5 90-6 91-9 913 92-8 92-0 91-9 91-2 Délafl—ikai Unió***) 83-5 98-0 98-3 977 sal 98-3 98-6 100-6 100—9

Uj Zéland , 74-3 79-2 780 80'8 79'6 83—2 81—9 80-6 792

*) Angliában és az angol dominiumokban 1920/22., az Északamerikai Egyesült Államok tagállamai—

ban 1919/20. évek átlagában.

**) Dánia, Hollandia, No

***) Fehérszinü lakossag.

rvégia, Svédország és

E standardarányszámok s különösen az dexszámok mutatják meg, hogy 1. mennyire téves képet kapunk standardizálás nélkül az életveszély

különböző fokáról. (Az Anglianál egy halvány ár—

nyalattal még kedvezőbbnek látszó északamerikai unióbeli Louisiana állam kb. 20%-kal rosszabb helyzetben van halandóság terén, mig Franciaor- szág első pillantásra igen nagy hátránya jelentő—

sen mérséklődik, viszont Norvégia előnyét a nyers

számok nem is tükrözik vissza eléggé; Svédország pedig nem —— mint a nyers hányadosok mutatnák

—— nagyobb, de jóval kisebb halandóság színtere, mint Anglia és Wales).

in'

2. Ha hét helyett nyolc korcsoporlra nézve szá- mítjuk ki a halandóságot s így standardizálllnk, akkor a standard halandósági hányados a szerint fog magasabbra szállani, vagy alacsonyabbra esni, hogy vajjon a standardul választott sokaságban sok—e vagy kevés—e viszonylag a 80 éven felüliek

Svájc egyesített népessége.

száma. Az esetek többségében emelkedés —— és he—

lyenként, mint Németországban, Svájcban, Angliá—

han elég jelentékeny emelkedés — áll elő a 8- korcsoportra való áttérés mellett.

as (Persze annál kedvezőtlenebb a S korcsopol'lra standardizált ered—

mény — a 7—es tagolás alapján nyert eoeflicienshez, képest —— minél kevesebb az öreg a kérdése

landóságra nézve vizsgálandó sokaságban.)

s, ha—

Az aga gok kis szálnál mutató Magyarországra való stan—

dardizálás a 80 éven felüliek különválasztásával csaknem mindenütt kisebb standard—llalandósagot eredményez, mint aminőt 70 éven felüliek egybe——

foglalásával nyerünk.

3. Az indexek értékei a más-mas standard vá—

lasztásával ugyan mutatnak némi különbséget, de ez ritkán jelentős. Általában elenyészően kisebb ez a különbség, mint a nyers halandósági arányszám—

és másrészt az indexek állagai közt észlelhető el—

térés. (Svedorszag 8—as korbeosztás alapján stan-