1no.-ln...-ll!-..a-..a-'IIIIIIDIIUU-nlllll...!ol"ollu.II-ll...I.u.-'l-ocv-nnlo....nos...-ci...-
e TER—ÚLET És NÉPESSÉG e
un.-a.-.-.u...untatott-n'...-....u-c-c-lno...nono--..ouugla-lln-ncvullnl-n-nnl-nonnnonnnnnunun-..-
A csecsemőhalandőság újabb alakulása.
La mortalite' des nourrissons pendant les demirrs temps.
Résumé. Eu rmenant (; une étude rél'míe de ,M. Theodore Szél, parue au sujet de la inorlalité ide nourrissons dans cette Revue (1937, No 10, pp.
869—879), on a établí (l'abvrd, pour la Hongrie, vd'apre's les chíffres de 1936, des series (létuillées _sur la mortalité de nourrissons, suivant le sexe et (les périodes du premier age, en c'aleulunt ensuite des indices de ,,surproportion" des décés des (leur .sexes, généralement plus considerablvs pour le sem
muscnlin (voir plus lms).
Il serait nécessaire d'avoir pour les pays divers des statistiaues (létailléesd'une [agon pareille, (fesl—
-á—dire, se'parément pour les deux, sexes, pour les 30 premiers jours (Page el pour chugue mois de la premiere nnnée (füge. Faute de données suffisantes, on ne peut faire aujourd'hui (lu'une comparaison incomplete (les ,,surproportions" concernant les xdivers pays; on choisit (Tabord les exemples parmi .ceua: indiguant, pour la mortalité de nourrissons, .le maximum, la inog/enne et le minimum. En eiu- minani la grandeur, les tendanees communes et la distribution des valeurs remariluables, on presume .une corre'lution negative entre la grandeur du coef—
ficient de la mortalité (le nourrissons et la grandeur moyenne (les indíces de ,,surproportioű:
La deuxieme partie de la présente étude, examinant les variations séculaíres de la diminu- .tion des deux mortalités d'abord pour la premiere -—année dláge, ensuite pour les premiers mois diáge, iindigue les composantes dynamigues gui déterminent J'analyse des variations séculaires des indices de la
,,surproportion" méme,
011 g présume une corrélation negative entre .la grandeur du coefficient de la mortalité de nour—
rissons et 'a) la difference des diminutions (en pour 100) pour les deux sexes, b) la croissunce des lindices de surproportion de décés.
Ouelgues coincidences singuliéres, consta'tées pour les Pays-Bus et I'Allemagne dans ltétude .séculaire desdites surproportions, se
;tuées.
sont accen-
*
A Magyar Statisztikai Szemle XV.
(1931) évfolyamának 10. számában (869——
8731.) Szél Tivadar dir. ismertette a ese-
* mentők halandósági viszonylatait hazánk- ban, a legújabb (1936. évi) kimerítő feldol- gozás alapján. A dolgozat 5. táblázata az 1 éven alul elhaltakat nemek és életkorsza-
*kok szerint a szokottnál bővebben állítja egybe. Ez a táblázat arra is alkalmas, hogy
a Szél dolgozatában csak nagy vonásokban jellemzett s okaira visszavezetett fiúcsecse- mő túlhalandóság tanulmányozására rész—
letesebb számításokat Végezzünk.
A két nem újszülött— és csecsemőkor—
beli halandósága általános koefficienseinek összehasonlításában mindenfelé feltűnő fiú—
hala'lozási túlarányt életkor szerint tagolva, felismerhetjük a változó erősségű jelenség jellegzetes menetét és mélyebben világítha—
tunk annak magyarázatába s orvosi követ- kezményeibe. A következőkben megkísérel- jük a magyarországi csecsemőhalandóság nemek szerinti túlrarányainak általános vizsgálatát és szembeállítását néhány mai nap még Csupán szórványosan található idevonatkozó külföldi tapasztalattal; be- hatóbb okfejtések csak akkor végezhetők, ha a túlarányok a halálokok főcsoportjai, továbbá a városi és a vidéki lakosság sze- rint különválasztva állanak rendelkezésre.
Föcéhmk, hogy a csecsemőhalandóság szo—
kásos tárgyalását kiegészítsük a túlará- nyok sajátos menetének tanulinányozásával.
Az elhalálozási túlparányszámokkal a férfi nem halandóságát a női nem halandó—
ságának százalékában fejezzük ki, vagyis
too-szor férfi haláloz. aránysz.
halalom fúlmny : iga halálozási'aanyszám.
Az ilyen megállapítással tehát férfi —— ille—
tőleg női —— túlarány jelentkezik, aszerint, amint a túlarányind—ex nagyobb, illetőleg kisebb IDO-nál. (Ha végigtekintünk a ma- gyar csecsemőhalandóság túlarányainak so- rozatán, úgy női túlarány csupán a 10. hó—
napban mutatkozik s itt is csak nagyon mérsékelten.)
Az 1936. évi magyarországi csecsemő- halandóság túlarányszámainak megállapí—
tása oéljából, az említett 5. táblázat alap- ján (mely az elhaltakat számszerint tünteti fel) megszerkesztettük mindegyik nemre külön—külön az elhalálozási arányszámok sorozatát. Az így nyert és az la) táblázat- ban közölt első részletesebb magyar cse—
csemőhalandósági arányszám-sorozatok ter- jedelmét jellemzi, hogy az élveszülöttek száma volt: 94.586 fiú és 88.783 leány, az 1 éven alul elhaltak száma ezekből volt:
14.258 fiú és 11.231 leány. (Az évközi ván—
dorlások nem vétethettek számításba, de 77
ezeknek a esersemőhalandóság arányszá—
maira tudvalevőleg elhanyagolható hatá—
suk Van.) Táblázatunk az általános jelen- ségek tanulmányozására azért is alkalmas, mivel a külföldi tapasztalatokból levezet—
hető hasonló sorozatok szűkebb körűek, nem tagolják kellőképen az első hónap fej—
leményeit. Az összehasonlító vizsgálódások- hoz nagyon szükséges volna, hogy a esen esemőhalandóság hivatalos méréseih—en min- denütt olyan részletességgel járnának el, mint újabban hazánkban.
A halálozási túlarányok menetének fel—
derítéséhez már az egy évből eredő meg- figyelések is használhatók, mivel a Viszony—
számok jelleg-ét öltő mérőszámokban a két nemet egyaránt érintő rendszeres ingado- zások vagy különlegességek (pl. hogy az 1936. év csecsemőhalandósága a hazánk—
ban eddig tapasztaltak között a legalacso—
nyabb volt) letompulva érvényesülnek;
ugyanez a megjegyzés illeti a módszertani-
la) A magyarországi csecsemők halálozási arányszámaí és halálozási túlarányai 1936-
ban, nem és életkorszakok szerint.
Mortalite de nourrissons en Hongrie en 1936 et indices de la .,surproportion" de décés, suivant
le secte et les périodes du premier áge.
lb) Az la) táblázat összevont életkorszakokkal.
Le tableau la) avec des périodes réunies. '
" , Halálozási arányszám 33323?
* _ ,,OÚ (
Csecíísemo kelet Morialilé zzwyemze Indice de fa
. orsza (P0"f "W0) SÉZÉZTZe
Pérwdes du pre— " NH— ; nős—W"— Zách (nő. _
mier age sexe mase. isexe fémz'n. seíággfn'
1 napon aluli ——
Moins d'un jour 16'52 1297 127
1 napos —— ljour 8'62 2'81 : 129
2 jours 4'80 ! 3'84 ? 125
3 , 2'76 l! 2'24 , 123
4 , 215 ; 178 121
5 ., 1'97 182 ; 108
6 ,, 2'04 l 1'5f 131
7 ,, 1'89 1'88 § 137
8 ,, 157 137 114
9 ,, . . . . . 147 11)? § 137
10 127 x 098 § 130
11—20 napos jours 14'10 § 11'66 § 121
21— 30 , ,, 870 7 811 107
1 hónapos —— mois 17—72 'í 14'47 ; 122
2 ,, ,, 15'50 ! 12'52 § 124
3 ,, ,, 12'83 § 10'19 ( 126
4 ,, ,, 10'80 7 "67 ; 140
5 ,, ,, 8'89 : 6'96 § 120
6 ,, ,, 7'0—5 6'22 : 114
7 ,, ,, 6'22 w 5'64 110
8 ,, ,, 6'03 ; 506 3 119
9 ,, ,, 5'60 § 4992 ; 114
10 ,, ,, 4'86 5'01 ; 97
11 ,, ,, 4'60 ! 4'43 , 104.
1 éven aluli — l !
annnstrun an . 15074 ( 12951 , 119
Halálozási Halálozási
MMM/m) [a.—%%
,, , Mortalité sur ,0 or—
Csecsemo—eletkorszak moyenne wow " fiai:!" ge Pérz'ode du premier (ige WM 1000) dám/35
fi—sexe nő—sexe nö —- sera mase fémm feminstom
1 napon aluli — Moins
d'unjom' . . . . . . 1662 1297 127 1 héten aluli n— Moins
dune semaine . . . 3529 2808 126 20 napon aluli — Jt/loins
de 20 jours . . 5299 4269 124 1 hónapon aluli _ Moins
dun mois ... 6125 5044 121
V. éven aluli —— Moins
de 3 mois . . . 103'82 85'31 122 1/2 éven aluli _, Moins
de 6 mois . . . . . . 127'12 10424 122 3/4 éven aluli —— Moins
de 9 mois ... 14262 11816 121 1 éven aluli — Moins
d'un an . ... 15074 126'51 119
lag különféle módokon levezetett tábláza- tok túlarányainak összehasonlítását Ez- után—i hasonló részletességű megfigyelések során a túlarányoknak és menetüknek jel—
lemzését tovább finomíthatjuk és szekuláris ingadozásoknak a mélyebb okfejtésekhez szükséges tárgyalásával is tökéletesíthetjük.
A magyarországi eseesemőhalandóság fent értelmezett túlarányait az la) tábláza- tunk utolsó oszlopa mutatja be. E mérő- számok kor szerint tagolt hullámos me—
netében jellegzetes völgy—, illetőleg tetőn értékek állapíthatók meg, melyek megfigye—
lése've] a eseese—mőhalandóságnak egy új—
szerű, mindkét nemre sajátosan kiterjedő s orvosilag is figyelmet érdemlő korelhatá—
rola—sa volna levezethető. Feltűnik a) 1 hó—
napon alul 'az 5. naphoz és a 4. héthez tar- tozó mélyérte'k, továbbá b) 1 hónapon túl a 4. hónaphoz tartozó esúesérték, valamint a lt). hónaphoz tartozó legmélyebb érték.
A túlarányok általános menete így szem——
léltethető:
a) 1 hónapon alul:
lnapon aluli . . . . 127
1138 "TPM: t : §? (átlag: 124)
21—30 ,, , . . .107
(tehát foOgyó és második felében erősebben eso jelleg!)
b) az első évben:
0—2 hónapos. . . .121
l'
%:§ :; 11 . Éli (átlag: 121)
9— 11 " A . . .105 ,
12. szám
(tehát csúesszerű és második felében erő- sebben eső jelleg).
Az 1b) táblázat a túlarányok alakulá- sát Összevont korcsoportok szerint mutatja be, hogy a jelenségnek fokozatosan fogyó általános irányzata kidomborodjék, to- vábbá, hogy az egyes fejlődési fázisok túl—
arányainak nagyságbeli viszonyla'tait össze- mérhessiik.
A magyar eseesemőhalandó—ság' túlará—
nyainak menetet a fla) és 2b) tábláza—
tokban szembeállítjuk néhány, nagyjában egyidejű külföldi sorozatával, hogy a jel—
legzetesnek tűnő irányzatokat és eseten—
kinti eltéréseket, továbbá a kiemelkedő ér—
tékekben való eltolódásokat bemutassuk.
(Norvégiai adatokat azért közlünk, hogy példáját adjuk egy esetnek, melyben a cse- esemőhalandóság javulása már elérte a felső határt; Ausztráliát azért említjük, hogy térben s időben nagyobb eltérésű ese- tet is lássunk.)
Az egy'bevetés súlypontja a magyar, a német és a németalföldi adatokra jut, egy- másmellé helyezve a nagy—, a közép- és a kiscsecsemőhalandóságú eseteket; a három ország csecsemőhalandósági ko—eíl'iciensének aránya nagyjában így alakult 1818zó. Lát—
juk a táblázatokból, hogy mindenfelé je—
lentékeny s irányzotban hasonló fiútúlará- nyolc lépnek fel és hogy (( koefficiensek nagyságbeli sorakoztatása —— a kiemelkedő értékeket nem tekintve _ bizonyos ellen—
tétes irányzatot mutat (( túlarányszámok és állagaiknak nagyságbeli sorulcozásával.
Azt a statikus megállapítást, hogy na- gyobb esecsemőhalandósági koetl'iciensnek alacsonyabb átlagos halálozási túlarány felel meg, táblázatainkból csak nagy óva—
tosságg—al vezethetjük le, különösen az egyes sorozatok szerkesztésében nyilvánuló mód—
szertani különbségek miatt (ezekkel ma—
gyarázható a legkisebb csecsemőhal.andó-—
ságú országokhoz tartozó Norvégia kiug—
rása a koeü'iciensek nagysága szerint sora- koztatott európai példákból). Ezt a felte—
vésszeri'í kijelentesiinket azonban minden—
esetre felhasználhatjuk annak a ténynek megértésére, hogy a bemutatottak sorában aránylag Magyarországon mutatkoznak (1 legalacsonyabb cset-semőhalandósági túl—
arányok.
Nem bocsátkozunk az elmondottak be- hatóbb okfejtésébe, csupán annyit emlí—
tünk, hogy e megjegyzéssel is alátámaszt—
ható volna a Knibbs régebbi s különösen Burkhard! újabb írásaiban található fe]-
—— 1037 —— 1937
Za) A csecsemőhalandóság túlarányai hónapok szerint.
Répartition, par mois d'áge, des indices de la ,,sur—
proportion" de décés de nourrissons.
Hónap 113325; ONresnziáetg 25313 Norvégia Ausztrália Mais d'áge Hongrie 1$gíg iii;— Norvége Australie
1936 1932—34 1921—80 1921—30 19104—15
0 121 125 132 128 140
1 122 132 133 129 133
2 124 134 137 143 127
35 126 126 130 126 118
4 140 136 131 123 114
5 120 122 128 131 117
6 114 122 125 132 126
7 110 119 . 114 115
8 119 115 120 114 122
9 114 120 . 101 102
10 97 118 123 106 99
11 104 112 § 1) 113 101 118
MOÉÁVÉLÉIZÉ 119 125 129 126 123
1) 12 hó —— 12 mois.
fogás, mely a két nem halandósági Vi- szonylatainak összemérése körül felmerülő problémák elemzésénél sok esetben (pl. a halvaszülöttek vagy a korai gyermekhalan—
dóság fiú túlarányai tárgyalásánál stb.) használható. E felfogás szerint a női nem a külső életkörülmények és az egészségügyi tényezők hatásaira általában -—— jóban és rosszban is —— erősebben reagál a férfi nem- nél; így alacsonyabb szintű csecsemőhalan—
dóság kedvező körülményekre vall, melyek a női nem szervezetére erősebben hatván ki, viszont a férfihalálozási 'túlarányok fo—
kozására vezetnek.
Ugyanezzel a felfogással világíthatunk be a eseesemőhalandóságnak, a kellőképen tagolt adatok hiányossága folytán eddig csak az első élelévre összevontan tárgyalt másik főkérdésébe: hogy a halandóságok szekuláris javulása során ——— mely nemek és az első év szakaszai szerint különféle—
2b) A csecsemőhalandóság túlarányaínak irányzata.
Tendance des indices de ,,surproportion".
H' "§ _g'e Sinn e
'Ona'p 833 7150—14É0 m átmátéo megg-o
Mm-s gs; §?j gaí §;i :§1§?1 1
,A mm§ifo gyom ;: ;Hsme
We §§e §§§ gya %% gaagsagaa
§
0—2 1221 130 130 138! 134 133 133
3—5 129 128 134 135 130 128 116
6—8 114 119 127 127 122 120 121
51—11 105 117 1081119 120 103 1 106
Átlag
Enmoymm 118 123 125 130 126 121 ' 119
77'
12, szám —- 1038 —M 1937
képen tűnik elő —— miképen Változik irány- 33)- A csecsemőhalandóság túlarányaínak
zatban s erősségben a csecsemők halálo—
zási túlaránya?
Az első életévre az tapasztalható, hogy a leányok halandósága az erősebben javuló és ezzel magyarázható, hogy a fiútúlará—
nyek emelkedés—e volt észlelhető; a javulás mértékei közötti különbség a kis*halandó- ságú országokban általában nagyobb lévén, a túlarányok időbeli emelkedése is (( cse—
csemőhalandóságok nagyságával szemben ellentétesen sorakozik. Ez a tényállás né—
hány (különösen skandináv) kivétellel a legtöbb országra vonatkozóan igazolódik, amit a legnagyobb, a középső és a leg- kisebb csecsemőhalandóságok tipikus kép—
viselőinél az utóbbi 30 esztendőre vonal—
kozólag számszerűen a következőképen szemléltethetünk:
A halandóság csökke— A halálozási nése (()/0) az első életév- túlarány emel—
ben — Diminution de kedése az első Ország, idöszak la mortelité dans la Ira évben O/c—ban
, . mmee d'age (%i Croz'ssance
Pays, perwdes w , __M Kííföí des ,,smpm, FI NO bözet portions" de Sexe Sexe lefé— décés dans la mase. fém. nme Irt amzée d'áge
Magyarország !
Hongrie
1900/01—1930/31 25'9 27'4 1'5 26
Németország Allemagne
1901/101932/34 57'8 59'8 2'0 5'9 Németalföld
Pays-Bus
1900/09—1921/30 535 570 3'5 8'4
Az első életévnek hónapokra tagolt túl—
arányait óhajtván szekuláris nézőpontból megvizsgálni, erre vonatkozóan csak a né—
metországi és a németalföldi hivatalos sba- tisztikákban találtunk megfelelő anyagot.
ldetartozó számvetésünk eredményeit, me- lyek néhány érdekes, jellegzetetsnek tűnő mozzanatot tárnak elénk, a 311) tábláza—
tunk mutatja be. Hogy a bemutatott jelen- ségek összetevőikre legyenek visszavezet- hetők, a 3b) táblázatban a két nemre kii—
lön—külön felsoroljuk a halandóság meg—
javulásának százalékait. Ezek mindkét esetben, de az 1 hónapon aluliakra vonat- kozó adatok kivételével, csekély mértékben
a női nemre kedvezőbbek. A német—
alföldi kiseb—b csecsemőhalandóságok _ese—
tében a különbözetek aránylagosan ma—
gasabbaknak mondhatók (utó-bbiak ugyanis 10, míg a némteftországiak 30 éves átlagok).
A 3a) és b) sz. táblázatok tanusága szerint az 1 éven aluli hónapokra tagolt adatok
szekuláris ingadozása.
Mouvement séculaire des indices de ,,surproportion".
Németország —— Allemagn—e NÉÉÉÉÉZIÉ
Hónap c 1 s * _
oaiaaaa agas
MW 3 . l t (: $$$ 1 is **??É
,A ' ifiü _4 m.ow.
We § § § § függo; § a 352323
r—i H H H : 74 74 M a N
0 127 127 126 125 _ 16 133 132M 0-7 1 120 123 129 132 73 132 133 08 2 120 121 126 134 8-1 130 137 5-4 3 120 121 128 126 4—1 127 130 2-4 4 119 121 125 136 124 112 131 170 5 118 120 122 122 17 122 128 49 6 116 116 122 122 52 117 125 69
7 115 114 120 119 4-4 . . .
8 114 112 114 115 27 114 120 5—3
9 111 109 115 120 101 . . .
10 110 108.108 118, 93 108 123 139 9
11 107 106 108 112 5-7 106 113 6-6
léven ( ' ' ——
alüli
41533; 118 118l128 125 59 123 129 49
1) 12 hó w— !? mois,
ugyanazt a képet mutatják, mint az első élet—
évre Összevont tárgyalás; itt részleteiben tű—
nik elő, miképen felel meg a nagyobb cse- csemőhalandóságnak (: fúlnrányoknak ki- sebb szekuláris felállása. A tagolással a túlarányoknak menete mindkét példában hullámos lesz és az ingadozások irányza- taiban figyelmet érdemlő egyezések tapasz- talhatók. A hullámos lefolyás a két nem csecse'mőhalandóságának korszakok szenint nem egyenletesen ható javulási tényezőire vezethető Vissza.
Úgy a közepes esecsemőhalandóságú Németországban, mint a legkisebb ese- CSt-n'iőhalandóságú Németalföldön a fiútúl- arányok ——— az 1 hónapon aluli szakasz ki- vételével ——— emelkedőben vannak és pedig a részleteken belül Németalföldön kifeje—
zettebben s m- a 2. hónap kivételével v—
aránylagoszm erősebben. A németországi túlarány 30 évi emelkedésének átlaga 5976.
a 10 évi nlémetalföldié 4'9 %. (Az 1924/26-os német adatokban némileg tükröződnek a háborús hatások zavarás-ai.) Az 1 hónapon aluli szakaszon mindkét esetben fogyás mutatkozik. Németalföldön aránylag érez- lietőbben.
Élesen szembetűnik, hogy mindkét eset—
ben a 4. és a 9—10. hónap százalékos ada—ta feltűnően kiemelkedik, különös mértékben
Németalföldre vonatkozóan. Úgy ezeknek
a dinamikai, mint a már említett statikai szélsőségeknek magyarázata az összes vizs—12. szám —— 1039 —— 1937
3b) A csecsemőhalandóság szekuláris megjavulása (o,/,).
Diminution séculairc de la mortalité de nourr'issoms ("/.,).
H () n a p — M 0 i s
0 l 1 l 2 l 3 ] 4 l 5 i 6 l 7 l s l 9 l 10 l 11
. , , ü ' l
933333? %% 9—0 695 697 729 7á-1 73-2x 73-3 735 739 75-0 74-5 749
* — / nő
1901 SOM 932 34
l 1 / %f. 309 717, 721 739 75-3 73-7174-4 74—7 74-5 77-4 76-6 763
l h ! !
Németalföld sm , l " r. . . , , t t ,. ." .
?!!st ,"fác' 91§ 4.6 472 482 496 476, 454l — § 435 —— 437 1)474,
0' 2 (
Ulm—19150 %Sí 8—5l 47-9 49-8t 492 1-6 50448-—9l l 471 —— 50—5 598
x) 12 hó —— 12 mois.
;fált sorozatoknak halálozási okok szerinti széttagolt (dinamikus statisztikai) tárgya—
tagolásáv al volna csak megillapítható; vagyis azzal, hogy a csecsemőhalandóság leginten- zívebb. illetőleg leggyengebb Összetevői, melyek a Knil)Im-Burkhurdt-fele felfogás értelmében a legmagasabb, illetőleg a leg- kisebb fiútúlarányokat eredményeznek, a csúcs—, illetőleg a Int'rlyér'tekekhez tartozó szakaszokon, továbbá országok szerint a halandóság nagyságával ellentétes sorako—
zásban érvényesülnek leghatározottabb-an.
A feldolgozott kt't példa természetesen nem elegendő aran hogy a felvetett kérdé—
sekről határozottabb véleményt nyilvánít- sunk. Fejtegetéseink második részében csak újabb bizonyítékát (')hajtoltuk adni annak, hogy a halandósági jelenségeknek időben
lásával lényegesen el'mélyí—thetjiik a gyüjté—
seiben a multból merítő de rendezéseiben ésalkalmazásaiban a jövőre is tekintő sta—
tisztikai vizsgálódásokat. A magyarországi csecsemőhala'ndóság túlarányainak várható alakulására nézve feltételesen több tanu—
ságot vonhatnánk le a fenti tárgyalásból:
igy például azt, hogy mint a legnagyobb esecsemőhalandóságú esetben feltehető, az 1 hónapon aluli fiútúlarányokban erősebb fogyás várható, "to'ábbá, hogy a többi sza—
kaszon lényegesebb emelkedes nem vár- ható, Végül. hogy a 10. hónapban jelent—
kező mérsékelt leánytúlarány előrelátható—
lag el fog tűnni.
Goldziher Károly dr.
cucc.-unn-unonno-nnnno-nu.n.-...anna-...-un..-un.-ln..-..nnc-on-ul'ncnccnv.tanult.-noonucnlnn-
SZOCIÁLIS STATISZTIKA
unni-ont
uno-lnio...-Luccununc-ncucan-....-...--n-t!'n'-oelIon-llcoc-n-I-nnInn-'ll-AOIU-lllll
6 E
:
Öngyilkosság és gazdasági válság.
Les suicides et la crise économigue.
*It'e'sumé. Pmdanl la grande crise éronomigue de 1930—32, le nombre et la proporfíon des sui- L'ilIÉS'd augmenté par rapport chi/,"res (va onnécs voisines. Depuis environ 1933, 011 la arise É'c'on'o'míguc mondiale cammengu () faíblir, on voyaít baisscr un'peu la proportion (it's snítfides. Contrairc—
ment () cela, il y avait sous ce rapport anti—cicis, [: partit (lu (lébut du XIXe siecle, une augnwntation continuelle. En Hongrie, la proportíon des suicides, ayant monté presgue sans vesse depuis la Grande a attcint on 1932 son maximum: 352 poul' 1 million d'habilants, et de 1933 EI 1936, elle (1 (miss?) [: 308. Pendmzt la arise économigue, le ma- .rimum de Hongrie, si on ;] comprend les cas de merts violentes de cause imonnue, a été de 382 pour 1 million dlmbi'tants; avec les tenta'tives de suier'do; il a représrrnt'é 686.
(Illilf
Guerre,
décu'de de 1927—1936,
[ion des suicirles montrail en Hongrie un parallé—
lisme frappant avec les ('aractéristigues de la vie économiflue (proportíon (les chómears, nombre des
l'aillites et des matérielles, détournements de ionds, pertes (en capitaux et en revenus), elle y avail par contre une allurc (*onlrairo ('I l'e/fectíi de [Institut Général des Assuranccs Ce parallélísme tenait au fait (]ue les suicirles eurent alors pour cause pour une grande
P(mflant le la propor-
mincs
des membres Soriales.
part (les soucís matériels amenés parla crise; on voit en effet (juc (lopuis 1933, oil la crise a commencé les suit-idos étaíent moins nombreux.
()uant aux suicides dus () des motiís non matériels (chagrin (l'omour, de'goüt de vivre, deuíl, maladie inrurable, causes diies altruistes, ete), ia fréguenc'e
n'en a pas changé pendant la crise. On a donevu () (límínuer,
