NIVERZA V LJUBLJANI
Ekonomska Fakulteta

Dr. BDLFE VOGELNIK

DEMOGRARSKA STATISTIKA

/

1961

/

I

UNIVERZA V LJUBLJANI

EKONOMSKA FAKULTETA

dr,. Lolfe Vogelnik

LEMOGRAFSKA STATISTIKA

19  6  1


/ /

v<y v

l r’ r

-* »/ > p r; p

X ‘O O O c tJ

Izdala Ekonomska fakulteta
Spisal prof.dr.Dolfe Vogelnik

Založila in tiskala Univerzitetna založba
v Ljubljani 1961

Naklada 860 izvodov

VSEBINA

stran

"'I.  Številnost in razvoj prebivalstva . 1

II. Teritorialna razmestitev prebivalstva .... 11

III. Strukture prebivalstva ... 27

'IV. Merjenja smrtnosti prebivalstva .......... 63

“'V. Merjenja, fertilnosti prebivalstva. 11 o

VI. Selitve prebivalstva .*.. 132

VII. Ocene in perspektive prebivalstva .. 15o

aBILOGE’  Tablice za ugotavljanje skrajšanih tablic
smrtnosti, I,II, in III.

I,

ŠTEVILNOST IN

hrr ~  - , -

. Oj

PREBIVALSTVA

11. ŠTEVILNOST PREBIVALSTVA

Naj splošnejši številčni pokazatelj prebivalstva danega pod¬
ročja je njegovo število«  Čeprav izgleda, da z razu¬
mevanjem števila prebivalstva niso zvezana nobena posebna me¬
todološka vprašanja'« je vendar potrebno opozoriti na to, da
bomo imeli točno in jasno predstavo o tem, kaj naj si ped da¬
nim številom prebivalstva predstavljamo samo, če bomo vede¬
li:

a) na kateri datum se nanaša številčno 1  stanje,

b) katero področje obsega,

c) katere prebivalstvene kategorije zajema*

Oglejmo si zapovrstjo gornje tri točke.

11,1 E a t u m popisa prebivalstva.-

Kar se datuma popisa tiče ;  so jug: . v - • g >i prebival¬

stva določili naslednje dneve in mesece:

popis 1921: 31 januar
popis 1931: 31 marec
popis 1948: 15 marec
popis 1953: pl marec

Kot vidimo- sc se popisi vršili ali pozimi ali pa zgodaj spo¬
mladi (takšen je običaj v vsem svetu), ko se drže ljudje pri¬
meroma'naj več doma in je zato popis najlažje izvesti, Ker se
pa tudi v"teku dneva število prebivalcev stalne menja (vsak
dan se rodi n.pr. v Sloveniji okoli looo otrok in jih umrje

2

okoli 5oo, to se pravi, da'se v povprečju vsako poldrugo
minute pri nas redi en otročiček, vsako tretjo minuto pa
objokujemo ene smrt, je potrebno pri popisih prebivalstva
tečne odrediti celo trenutek (tkzv. kritični trenutek),ki
je merodajen za ugotovitev števila prebivalstva. Ta kri¬
tični trenutek se ponavadi postavlja na polnoč popis;-v: .
dne; otroci, ki so se redili po polnoči se ne štejejo, do-
čim se umrli pc polnoči štejejo med popisane prebivalst¬
vo.

11,2.  Popisno področje.

Popisno področje se bo po pravilu ujemale z državnimi ali
pa upravno—političnimi mejami, take da glede geografske
odrejenosti področja, na katero se določeno prebivalstvo
nanaša, ne bo težav (razen v kolikor te meje niso ob popi¬
su točno določene, -kot se je to primerilo ob jugoslovan¬
skem popisu leta 1921, ko dol Balmacije zaradi italijanske,
okupacij e ni bil popisan) „

Pač pa se pojavijo občutne težave pri časovnih primerjavah,
čim se popisna področja menjajo.

Takšne spremembe sc se izvršile v celostnem državnem podreš-
ju z narodnoosvobodilne vojno, ko se je naš državni terito¬
rij po vojni povečal z nevoosvebojenimi področji slovenske¬
ga in hrvatskega Primorja in Istre, nekolike pa še z london¬
skim sporazumem 1954 leta, ko je bila bivša zona B svobod¬
ne tržaške teritoriji priključena Jugoslaviji.

Zelo pogoste in občutne pa so bile upravno-politične spremene,
be nižjih teritorijalnih enot (okrožji, krajev, občin),tako
da je časovna primerjava števila prebivalstva pc teh enotah
zelo težavna in brez odgovarjajočih popravkov, ki vodijo
računa o spremembah meja teh enot, nedopustna.

3

11.3  Popisne kategorij e
prebivalstva.

Na kraju moramo pri oceni števila prebivalcev določenega po¬
dročja paziti na to, ali se število nanaša na stalno  ali pa
na prisotno  prebivalstvo. V metodiki popisa prebivalstva
imenujemo ta dva pojmovne in številčno različna globala:
prebivalstveni popisni katego¬
rij i 0

Pojem prisotnega ali de faete prebi¬
valstva  je. enostaven in lahko pojmljiv: gre za ose¬
be, ki jih jo zatekel popis (kritični moment) na področju da¬
nega popisnega okoliša, ne glede na to, ali na tem področju
stalno prebivajo, ali pa se mudijo tam samo začasno ali slu-
• čajno (na'obisku, v bolnici, zaradi študija in podobno).

Dvomljivi primeri-se praktično ne morejo pojaviti (z malimi
izjemami kot n,pr. potniki v vlaku, na ladji, kar posebej re¬
šujejo ustrezna popisna navodila). Zato se mnogo popisov
prebivalstva v svetu drži pojma de faeto prebivalstva in tu¬
di statistična komisija ZN je sprejela v svoja priporočila
pojem de faeto prebivalstva.

Nedostatek metode popisovanja na podlagi načela de faeto pre¬
bivalstva pa je v tem, da lahko dado rezultati tako izvedene¬
ga popisa pri manjših področjih, kjer je prebivalstvo zelo .

mobilno (recimo zaradi sezonskega izseljevanja, veliki leto-,
viški Iti'zdraviliški kraji, študijska in poslovna središča
itd„), žolc nepravilno sliko velikosti tistega prebivalstva,,
ki stalne. Sivi v tem kraju in predstavlja njegovo družbeno,
gospodarsko in kulturno jedrc.

Zate se nekateri popisi pri ugotavljanju števila prebivalst¬
va nekega področja naslanjajo na pojem stalnega
prebivalstva  (včasih tudi de iure prebivalstva
imenovanega): gre za prebivalstvo, ki s talne  prebiva
v določenem kraju, ne glede na to, ali se je prav ob popisu

4

tam nahajalo ali ne.

Pri praktični uporabi tega pojma.naletimo na razne-težave
glede tega, koga šteti med stalno prebivalstvo,, Enotnega od¬
govora na to vprašanje ni, vse zavisi od konkretnih navodil*
ki veljajo pri določenem popisu in ki jih je treba poznati«

Pri obeh p r e d v o j n i h jugoslovanskih popisih leta
1921 in 1931-(in : prav tako pri vseh'avstrijskih popisih pred
prvo svetovno'vojno) je bil uporabljen pojem prisotnega pre¬
bivalstva (avstrijski popisi so v nekih tabelah posebej iz¬
dvojili tkšv 0  civilno prebivalstvo, iz. katerega sc bili iz¬
ključeni vojaki, ne pa oficirji in žandarmerija, ki so bili
šteti med civilno prebivalstvo).

Obdelava naših p c v e j n i h popisov iz leta 1948 in
1953 pa sete  vršila po načelu stalnega prebivalstva, pri če¬
mer so neko razlike v določitvi pojma stalnega prebivalstva
med obema popisoma malenkostne, tako da jih lahko zanemarjamo.

Pri teh dveh popisih so bile štete med prebivalstvo kraja,
kjer imajo svoje stalno prebivališče, ne glede na to, ali so se
ob popisu tam v resnici nahajale ali ne, naslednje kategori¬
je prebivalstva:

1. osebe na odsluženju vojaškega roka ali na vojaških vajah;

2. dijaki in študenti, ki študirajo izven svojega stalnega
. . bivališča;

3. vajenci v gospodarstvu, ki se šolajo izven kraja svojega
stalnega bivališča;

4. sezonski delavci in mladina, na delovnih akcijah;

5» osebe v priporu, - zaporu ali na prisilnem delu.(vojni ujet-
- niki se 1948 leta sploh- niso' popisovali);

naši državljani s

stalno

1 V -1

k us.

inozemstvu (člani naših

zunanjih predstavništev in delegacij).

Vse te osebe sc bile pri naših dveh povojnih popisih 1948 in
1953 prištete k prebivalstvu kraja.njihovega stajnega biva¬
lišča, ne pa k prebivalstvu kraja, kjer so se cb popisu resnič¬
no nahajale., ha to je treba paziti, ko primerjamo število pre-

5

bivalstva po manj'šili krajevnih enotah po vojni s onim pred
vojno.

12. RAZVOJ PREBIVALSTVA.

Za merjenje časovnega razvoja prebivalstva uporabljamo slede¬
če pokazatelje:

12.1 Absolutni prirastek.

Naj preprostejši numerični izraz časovnih sprememb v razvoju
prebivalstva je absolutni prirastek v danem razdobju! Če ozna¬
čimo število prebivalstva v tekočem časovnem momentu s
in na početku opazovanega razdobja s P j., pri čemer je ”t" za¬
četek časovnega razdobja, njegova dolžina pa "n", je dan.ab¬
solutni prirastek z razliko med obema stanjema:

Abs.prir« = Pj. -

Ob popisu 31.menca 1953 je bilo v Jugoslaviji 1.6,,998 tisoč *
ljudi in ob popisu 15.marca 1948 15*3.42 tisoč«- Absolutni pri¬
rastek v petletnem razdobju 48/55 (n-^5) znaša:

P ^3  - P^ 8  = I6 e 998 - 15*842 = 1.156 tisoč

Če bi se popisi prebivalstva vršili strogo periodično, recimo
vsakih deset ali pa pet let (in poleg tega ne bi bilo nobenih
teritorijalnih sprememb), bi'nam primerjava absolutnih prirast¬
kov dala povsem zadovoljivo . sliko o. razvoju prebivalstva, od
enega razdobja na drugo«

Ker pa se popisi ne vrše v enakih presledkih, bomo posebno pri
opazovanju "za.daljše razdobje izločili razlike v, presledkih
najbolje tako, da bomo računali povprečni prirastek na eno le¬
to/včasih tudi če treba na mesec ali celo na dan). To bomo

storili tako, da bomo absolutni prirastek-delil
razdobja, na katero se nanaša. Če označimo kot

1. z dolžino -
preje dolžino

6

razdobja z "n-, dobimo za povprečni prirastek na časovno
enoto

^t+n ~  ^t

n

V našem primeru imamo, glede na to da' znaša dolžina razdob¬
ja 5 let in 16 dni, t,j. 5.o4 let.

Povprečni letni prir,, = _ 230  tisoč

' 5.04 /

12 «3 Relativni prirastek in in¬
deks rasti,

Poleg gornjih dveh a b s o 1 u tn it mer razvoja prebi¬
valstva pa bomo pri primerjavah rasti prebivalstev, ki so
po številu zelo različna (recimo pri primerjavi rasti prebi¬
valstva Jugoslavije s 17. miljeni in ZDA z 18o milijoni ali
SZ z 2co miljeni) prešli na relativne  mere ras¬
ti,,

Relativni prirastek bomo imenovali odnos absolutnega pri¬
rastka naprsni začetnemu številčnemu stanju:

Relativni prirastek lahko izračunamo tudi take, če koefici¬
ent rasti. t 0 j. odnos stanja prebivalstva na kraju opazova¬
nega razdobja naprsni s tani u na začetku razdobja, zmanjšamo
za enice:

Pl

• ^.t-f-n

P t

7

12,4 1 e t n

mera

Letna mera rasti, ki jo'označujemo'po navadi s črko ’ : r",
je povprečni relativni priras¬
tek na eno leto.  Izračunavamo jo preko pcvpreč-
ka letnih koeficientov rasti, pri čemer uporabljamo najčešče
geometrij  sko  sredino glede na to, da odgovarja
naravi procesa rasti prebivalstva bolje geometrijska postopi¬
ča kot pa aritmetična.

//

Letni koeficienti rasti v intervalu t do ten so očividnoj

kf = P _t+1_ ; ko = ^t+ 2 = ^t+n-1;

P

p t+l

t+n-2

k n  = ^t+n_

P +

+n-l

ter jih je w n :!  po številu.

Povprečni letni koeficient v intervalu- od t do t+n po formuli
geometrijske sredine j er

L


Če odbijemo cd povprečnega koeficient^ rasti snico dobimo
letno mero rastit

8

Če ne želimo pisati korena, lahko rečemo, da delimo let¬
no mero rasti iz formule:

(1 + r)

n

• v r

• t+n

Za naš primer imamo:

( 1 + r) 9  :

16 999

15 842

1 + r

j! 16 999

■ \  15 842

0.014

1.014

Ponavadi izrazimo letno mero rasti v odstotkih ali pa pro¬
milih, tako da bomo dejali, da je znašala letna mera rsti
prebivalstva Jugoslavije v razdobju 1948-1953 1,4 odstot¬
ka odnosno 14 promilov.

Vzemimo še drug primer, pri katerem nam je znano stanje
prebivalstva 1.aprila 1931 in 23.novembra 1947. Iščemo let¬
no mere rasti c

Spodnji številčni podatki in računi nam pojasnjujejo celo¬
ten postopek.

P l.4.1931

= 4 337 704

p 23.11.1947 ~ 5 848 910
t + n : 23,11.1947

t_:_1. 4. 1931

n : 22. 7 > 16

n znaša torej 16 let, 7 mesecev in 22 dni, in sicer gre

9

za naslednje mesece z različnim številom dni:

Skupaj": 236 dni; n znaša torej 16 let in 236 dni ali

16.65 let.

log (1 + r) = . _i- log 58 4 8 910  =-0.007795

- " 16.65 4337 704 ■' -

1 + r = 1.0180
r = 0.0180 ali 1.80 #

- r

12.5 S e neke uporabe formule let¬
ne mere rasti.

Če nam je enkrat znana letna mera rasti "r !l , lahko interpc-
liramc, pa tudi ekstrapoliramo (seveda s potrebno .previd¬
nostjo) število prebivalstva-za'določen časovni moment tako,
da ustavimo v prednjo formulo za "n" ustrezno vrednost (ki
je enaka razliki med momentom, za-katerega iščemo stanje pre¬
bivalstva, in med začetnim momentom.) ;  ter rešimo enačbo po P,
(Črtica poleg P na.j pomeni, da gre za izračunano, evenjenc
vrednost prebivalstva).

Vzemimo, da želimo oceniti v.prejšnjem primeru stanje prebi¬
valstva na dan 1.julija 194o. Razlika med l«7*194o in začet¬
nim stanjem 1.4.1931. je 9 let in d mesece:

n : 9 3 /12 = 9.25

lo

Ocenjeno stanje na dan l„7-.194o bo torej
p ’l.4.194o = 4347704 (1 + C.018) 9 ' 25

Končno lahko rešimo na podlagi gornje enačbe še en problem 0
Izračunamo namreč lahko f  kolika let bi moralo neko prebival¬
stvo naraščati (ali upadati), da bi sc pr: enakomerni in zna¬
ni meri rasti povečalo ali zmanjšalo za določen mnogokrat¬
nik k, (recimo povečalo za dvakrat)* V gornjo formulo ustavi¬
mo za P^ ter rešimo enačbo po "n", Postavimo si na

—- = k, p r j_ mer  vprašanje, v kakšnem času bi se pre¬
bivalstvo, ki narašča letno v pcvprečku za
1,8$,  podvojilo.

Rezultat dobimo, če rešimo enačbo:

(1 + 0,018) n  =2

po neznanki "n":

n log (1.018) = log 2 . .

n = . 2 - - = 39,09 let

log 1.018 •

11

II,

.TSRITCPIilM RAZMESTITEV PREBIVALSTVA

Prebivala tv$ - done. površine ni enakomerne, razmeščene po 113 e j,
ampak živi bolj ali manj koncentrirano,- zgoščeno-v določenih
predelih in v okvira teh v določenih selitvenih aglomeraci¬
jah« Obljudenost površine, kot-pravimo, je zelo različna, To
velja za ves-3vet, za .posamezne, države in..njihove manjše pre¬
dele, pa cele v okvira danega mesta se obljudenost spreminja.

Kako naj-.statistično zajamemo• stopnjo obljudenosti in razli¬
ke, ki jih kaže? . ■

Izhodišče za možnost merjenja obljudenosti je primerjanje
, prebivalstva.danega področja s površino tega področja, na ka¬
terem -živi., Poleg prebivalstva vstopa-v naše razmotrivanje
še drug element ?  .namreč teritorij • odn,' nj egova površina. Raz-

0 bomo želeli za-

uedrobnoišo rmčev'hi e teritorijalus• distribucij e Prebival-.

stva, S to
tičnih metod,

borne pričeli.- Spoznali bomo zatem vrste statis-

__ s katerimi bomo na .merjenih osnovah prikazali.

na kvantitativen, način teritorialno razmestitev prebivalstva,

21, OPREDELITA CtEOGRAESKO TERITORIALNIH ENOT.,- ■

21ol P- o  1.1 t i č n o - t e r i t o r i a 1 n e
enot e ,

V demografski statistiki se najpogosteje uporabljajo tkzv.

12

upravno - ali pclitično-teritcrialne enote«. To sc enote-, ki
njih prebivalstvo vrši določene- upravnopolitične funkcije.

Pri nas sc takšne enote občine in okraji,-poprej e so prehod¬
no obstajala tudi okrožja. Ker so te enote z zakonom določe¬
ne, je tudi njihova razmejitev zakonski odrejena. Zaradi vlo¬
ge, ki jo imajo te enote, v gospodarskem in družbeno-politič-
nem življenju države in zaradi njihove točne odrejenosti se
veliki del statističnih podatkov objavlja po teh enotah.One
nam torej lahko služijo za prikaz in študij teritorialne
distribucije prebivalstva.

Časovne primerjave distribucije prebivalstva po občinah in
okrajih pa so mogoče samo, v kolikor sc ostale te enote in
njihove meje v teku časa iste ali se pa vsaj niso bistveno
spreminjale. Tega vendar za naše prilike ne moremo trditi.Ta¬
ko v predvojni Jugoslaviji, pravtako pa tudi po osvoboditvi
so se naše politično-teritcrialne enote zelo pcgcstc menja¬
le. Najpomembnejše sc bile politično-.-teritcrialne spremembe
leta 1952 in 1955, ko se je zmanjšalo število okrajev za eno
petino (leta 19521 odnosno za dve -retini (leta 1955) ter se
je opetovano močno spremenilo tudi število občin ter njihove
meje. Razumljivo je zato, da je kakršnakoli časovna primerja¬
va podatkov po okrajih in občinah brez posebnih predelav ne¬
mogoča.

Takšna labilnost v številu in obsegu naših, politično-teri-
torijalnih enot je že pred leti postavila na dnevni red jugo¬
slovanskih statističarjev pomembno vprašanje, kaj storiti,da
bi se ohranila odnosno dosegla prepotrebna časovna primerlji¬
vost statističnih podatkov, publiciranih v razmerju okrajev.
Do zadovoljive rešitve še ni prišle Kot glavno sredstvo, ki
naj zagotovi možnost primerjave, se vedno znova javlja zahte¬
va po ustanovitvi posebnih "statističnih stalnih okrajev".

Vsi važnejši statistični podatki naj hi se publicirali po
dveh regionalnih enotah: pc veljajoč,ih, kot jih zahteva in u-
trjuje v vsakem trenutku obstoječa pnl.itično-teritorialna raz¬
delitev naše države, poleg tega pa še pc "stalnih ' okraj ih.

13

Zavod za- statistiko LR Srbijo je izdelal za svoje področje tak¬
šno shemo -stalnih rej dnov in je'na to j osnovi preračunal po¬
datke 'o številu prebivalstva za razdobje od 1843 do 1935-(1)

Še vedno odprto vprašanje stalnih' statističnih rejoncv je.
vzpodbudilo vrsto zanimivih teoretskih razmotrivanj v naši sta¬
tistični literaturi: (2.) * .

1) Šeme stalnih rejona za pregrupisovanje popisnih podatkov o
stanovništvu NS Srbije od 1843 do 1953 godine, Beograd, 1956 c

2) Prim.t M.Sentič in dr. .S.Obradovič: Teritorijalno grupiran¬
je po statističkim merilima. Stat.Revi ja 1954, Št.2? ista
avtorja. Teritorijalni okviri za statistička istraživanja St.Re¬
vi ja 1953, št.2; Dr.S.Obradovič: "Rekonstrukcija vremenskih
serija u nestavilnim uslovima upravno-teritorijalne podole III,
God.Sastanak Jug.St.Društva., Beograd 1956.

M.Sentič: Problem rejoniranja u regionalnim i istorijskim is-

traživanjima; ravnotam.

•? ’ • • • ■ • '

Ivanka Ginič, Tehnički problemi pregrupisavanja podatama;
ravnotam.

M« Sentič, Problem rejoniranja i pregrupisavanja podataka,II
Godišnji sastanak Jug. St.Društva, Statistička revija 1954,
št. 3-4.

21 «'2 Kraj kot osnovna prebivalst¬
vena teritorialna enota.

T e ako okraj 'kot občina sta za podrobnejša izučevanja regional¬
ne' distribucije prebivalstva še vedno preveliki enoti, ne gle¬
de na to, da njihova nestabilnost časovne primerjave skrajno
otežuje. Zato se je že od vedno zanimanje o demografski sta¬
tistiki obračalo na najmanjše teritorialne prebivalstvene eno¬
te, na kraje ali naselja.  Seveda ne moremo za¬
htevati, da bi se za kraje publicirali podatki v takem obse¬
gu, kot za občine ali Okraje, vendar se statistični uradi, vseh
držav trudigo,. da vsaj -najosnovnejše podatke o prebivalstvu
publicirajo tudi po krajih.

V stari Avstriji so bili publicirani takšni podatki o številu
ih spolu prebivalstva ter o številu hiš po krajih za vsak popis
prebivalstva v posebnih publikacijah, tkzv. krajevnih reperto-
rijih (Ortsrepertorien), ki so še danes, neizčrpen vir za ne¬
šteta demografska izučevanja.

V bivši Jugoslaviji je to hvalevredno tradicijo obnovil
dr.R.Andrejka v času ko je bil.na čelu jugoslovanske sploš¬
ne statistike« Leta 1939 in 194.0 so izšli dobro urejeni Kra¬
jevni pregledi dravske« savske in primorske banovine s sta¬
tističnimi podatki o prebivalstvu po krajih na podlagi po¬
pisa prebivalstva iz leta 1931« Končanje njegove zamisli,da
bi izšli podobni pregledi še za ostale banovine, je prekinil
izbruh druge svetovne vojne«.

Po vojni so izdajali ob popisu prebivalstva 1948 podobne
krajevne preglede statistični zavodi- ljudskih republik (Za¬
vod za statistiko LE Slovenije je izdal leta 1934 tek pre¬
gled pod naslovom Krajevni leksik h LR Slovenije)«

Za popis 1953 pa se je odločil. Zvezni zavod za statistiko,
da posveti dve obširni knjigi končnih rezultatov tega popi¬
sa podrobnim statističnim podatkom prebivalstva po krajih.

V knjigi XIII končnih rezultatov popisa je podan popoien
spisek krajev in delov krajev (zaselkov) s podatki o števi¬
lu prebivalstva za vsak kraj in njegov del, Prav posebno

dragoceni pa so podatki o prebivalstvu po krajih, v knjigi
XIV: poleg celokupnega števila 'prebivalstva za vsak kraj se
daje število poljedelskega prebivalstva,-število nepismenih,
aktivno prebivalstvo pa se razčlenjuje po vseh osnovnih pa¬
nogah dejavnosti« To je edinstveni primer v svetu, da je ne¬
ka država publicirala tako bogat in dragocen statistični ma¬
terial o kraiih.

Take pomembno
sta priprav«
te najmanjše

i .-n --

nosobei na, da

v:. do, da se predhod
se formulira točna

prebivalstvene naselidbane enote

no izvrši vr-
. opredelitev
- kraja- Ze

leta 1952, eno

leto

pred popisom prebiv;

'a

i

3  3

izvršil popis krajev. Ob tej priliki jo bila privzeta
ča definicija kraja;

je

slede-

"Kraj je aniropogeegrafska

teritorialna enota

i sobnim i-

menom (ne gloda
veljala za HLK,

na število hiš)".-, Ta osnovna definicija je
Makedonijo in Črno goro« V Srbiji, Hrvat-

ski in Sloveniji pa je bila osnovna definicija nekoliko mo¬
dificirana glede na različne tipe krajev in veljajoče repu-

15

bliske zakonske predpise.

V Srbiji in Hrvatski so se kraji po osnovni definiciji še
delili na samostojne kraje, to so tisti, ki imajo svoj po¬
seben teritorij (atar) in svojo gospcdarsko-sccialnc samo¬
stojnost, in na nesamostojne, ki svoje teritorije nimajo,
ampak se na področju nekega drugega samostojnega kraja. Kot
samostojni kraji so bili šteti: mesta, varoši, varešice,tr-
gcvišta, sela in samostalne.naselbine (kolonije), kot nesa¬
mostojni pa: zaselki, mahale,.deli mest, pustare, salaši,ma-
juri in osamljene hiš,e, .

V Sloveniji je bil kraj definiran kot gručasta ali pa raz¬
tresena skupina, hiš*,, ki predstavlja naseljeno geografsko e-
noto. s skupnim imenom in zaključeno numeracijo hiš,, ki začen¬
ja, s številko 1. in teče do, zadnje številke hiše v tej skupi¬
ni hiš. Vsak tako definiran kraj. ima uradno ime„_ ki je nave¬
deno v Zakonu, o upravni razdelitvi LR Slovenije, Zaselki,t.j.
deli. kraj er, so skupine hiš, ki imajo v ljudstvu svoje .udoma¬
čeno ime, se ;  pa. ne- navajajo niti v Zakonu niti na hišnih šte¬
vilčnih tabelah * (Gl »Metodološka poj asnila. k XIV knjigi re¬
zultatov popis 1953-? str. XXI., XXII). -

-.22 PREBIVALSTVOMA GOSTOTA -

'Gostoto prebivalstva merimo s številom prebivalcev na kva¬
dratni Ion, V resnici gre pr.i pokazatelju gostote za predsta¬
vo p c v p r e č,n e vrednosti:' če bi si mislili vse pre¬
bivalce enakomerno.razporejene na dani'površini, petem bi v-
povprečku prišlo-^toliko.-prebivale e v -na, vsak kvadratni km, ko¬
likor jih kaže gcetota. : Dphro > j e, da imamo to -svoj s.tve gosto¬
te kot povprečne .vrednosti stalno pred očmi, zakaj pevpre-
ček nam daje tipično vrednost sr^o v primeru, če se nanaša na
masovne pojave, ki so v glavnem h o. m, o. g o .n- i -■» Če obsto¬
jijo velike razlike v gostoti posameznih delov področja,-, za
katerega računamo gostoto,, potem .nam poyprečna gostota daje
želo nerealno, netipično sliko c resnični razporejenosti pre¬
bivalstva, 'odnosne o njegovi koncentraciji na danem področju.
Prebivalstvo Egipta znaša n.pr. "okoli 16»milijonov, Če .pri-

16

merjamo to prebivalstvo s celotno površino Egipta (ca 1
milijon kvadratnih km), dobimo'kot gostoto 16 prebivalcev
na kmj. če pa vzamemo odnos tega prebivalstva samo napram
obdelovalni površini- t.j, na. ozek pas z obeh strani Nila,
ki je praktično edini obljuden, pa dobimo gostoto 43o pre¬
bivalcev.

Za prostrana področja (kontinente, velike države), kjer
so posamezni deli vselej zelo različne naseljeni, v okvi¬
ru katerih.leže morda.velika celinska morja, puščave, go¬
rovja itd*, je zat* ptvprečna gtstfta zel* nezanesljiv*
merilo resnične obljudenosti prebivalstva. Zato se včasih
računajo razne specifične'  gostote, posebno od¬
nos prebivalstva na poljedelsko produktivno ali pa obdelo¬
valno površino ali pa odnos kmetijskega prebivalstva na¬
pram kmetijski’površini, od katere živi. Vendar gre pri tem
že za drugo problematiko. V-prvem'primeru nam specifična
gostota daje merilo.za oceno,'v koliki meri ima dano prebi¬
valstvo svojo lastno poljedelsko -:sirovinskc bazo * Drugo o-
menjena specifična gostota (tkzv. gostota .kmetijskega prebi¬
valstva) pa nam bo koristne' poslužila pri analizah agrar¬
ne prenaseljenosti, izkoriščenosti agrarne delovne sile o-
ziroma odkrivanju rezerve delovne sile.

Seveda bomo morali v tem primeru razlikovati med bogato in
revno obdelovalno zemljo ter površine različnih kvalitet
preračunavati s pomočjo določenega koeficienta redukcije na
obdelovalno površino neke konvencionalne standardne kako-'
vos ti (površina pašnikov in travnikov, velja povprečno le za
4o$ oranične površine in podobno).

Pravilna metodološka rešitev leži v smeri, da računamo go¬
stote za majhna homogena področja* Zato bomo n.pr* večje
mestne aglomeracije pri računanju gostote izvzeli iz ob¬
dajajočega okraja in prikazali posebej*

17

23 NUMERIČNI IN GRAFIČNI PRIKAZ NEENAKOMERNOSTI TERITORI¬
ALNE DISTRIBUCIJ'E PREBIVALSTVA*

23*1 Numerični in di a gramski
p r i k n z .

Če imamo malo število teritorialnih enot, bomo pri prikazu

neenakomerno o t v. teritorialne distribucije razporedili eno¬
te po padajočih vrednostih gostot, kot smo to storili v ta¬
beli 23-1 o Seveda -so ljudske republike prevelike enote, da
bi primerjava njihovih gostot mogla dati dovolj jasno sliko
.resničnih razlik v obljudenosti naše države. Zato bomo dobi¬

li boljše sliko, če borne vzeli manjše enote ter jih razpore¬
dili v frekvenčno distribucijo glede na gostote, Tak primer
je dan v tabeli 23 - 2 *  kjer se vzeti kot teritorialne enote
naši okraji.

Tabela 23.1

PREBIVALSTVENE GOSTOTE FLRJ PO LR.
(Število prebivalcev na. km2) Popis 1953).

FLRJ_ , 66

OŽJA SRBIJA
VOJVODINA
KOSMET
SLOVENIJA
HRVAŠKA
BiH

k AK ED e Ni J A
ČRNA GORA

80

79

76

75

70

56

TABELA 23.2

GOSTOTA PREBIVALSTVA FLRJ PO OKRAJIH.
Popis 1953»

.19... .

Če je gostote, v prejšnji tabeli varirala. med 30 in 80, se
giblje sedaj cd 10 -do preko 300.-: • •

Če imamo na razpolago podatke o velikosti krajev, potem bo¬
mo debili še zanesljivejšo sliko o neenakomernosti teritorial¬
ne distribucije prebivalstva odnosne o stopnji njegove kon¬
centracije v večjih krajih. Pri podatkih c številu prebival¬
stva po krajih ne bomo’računali gostote za'vsak kraj. Pred¬
vsem nam po navadi niso znani podatki o površinah posameznih
krajev, ne glede na, to, da bi bilo objektivno po¬
vršino vsakega kraja pogosto'zelo-.'težko ugotavljati. Pri ta¬
ko majhnih teritorialnih enotah kot so kraji, bo povsem za¬
dostovalo, če bomo-vzeli ket pokazatelj gostote prebivalstva
enostavno njegovo absolutne število, prebivalstva in sestavi¬
li frekvenčno distribucijo krajev po velikosti prebivalstva.
Študij take vrste frekvenčnih distribucij je zelo pomemben za
razne sociološke in ekonomske analize, ker se z večanjem ve¬
likosti kraja spreminja obenem njegov sociološki in ekonomski
profil. Čim večji je kraj, tem.bolj zadobiva nasplošno tipič¬
ne črte urbanega naselja. Kot bomo kasneje videli, jemljejo
nekateri raziskovalci velikost kraja celo kot odločilen kri¬
terij za to, ali je njegovo prebivalstvo mestno ali podežel¬
sko in ali ima kraj karakter mesta ali pa vasi.

Da bi se olajšala primerjava frekvenčnih distribucij krajev
po njihovi velikosti med raznimi državami, bo koristno, da
so velikostni razredi, v katere razvrščamo kraje, vselej is¬
ti ali vsaj slični. Statistična komisija Združenih narodov
je zato priporočila, naj se objavljajo; razporeditve krajev
po velikosti po nekih standardnih velikostnih kategorijah
(50C.000 in več; 100.000 do'499.999; 50.000 do 99.999; 20.000
do 49.999; 10.000 do 19.999; 5.000 do 9.999; 2.000 do 4.999;
1.000 do 1.999; 500 do -999; 200 dr 499;- manj cd 200).

V tabeli 23.3; dajemo primer takšne distribucije za LR Slove¬
nijo na podlagi rezultatov popisa iz 1948. Poleg števila kra¬
jev v vsaki velikostni kategoriji (velikostne kategorije se
ne ujemajo povsem z omenjenimi mednarodnimi standardi) so da¬
ni v tretjem stolpcu.tudi podatki-o- skupnem številu prebival-

TABELA 23,3

20

21

cev vsake velikostne kategorije. Nadaljnja dva stolpca da¬
jeta za podatke iz drugega in tretjega stolpca njihove ku-
mulative in zadnja-dva stolpca preračunavata te kumulative
v odstotne podatke. Smisel te, kot vidimo zelo.enostavne,
preobrazbe prvotnih podatkov jev tem, da lahko prikažemo
podatke zadnjih.dveh stolpcev grafično v obliki tkzv. -Lo¬
renze ve krivulj d koncentracije prebivalstva. (Glej sl. 23 . 1 ).
Vsak par vrednosti zadnjih dveh stolpcev iz vsake kategori¬
je lahko predstavinc s točko v koordinatnem sistemu, na ka¬
terem merimo na abscisi kumulativo naselij, na ordinati pa
kumulativo prebivalstva. Če povežemo tako dobljene* točke,
dobimo krivuljo koncentracije. Ge bi bili vsi kraji enake
velikosti, petem bi potekala krivulja koncentracije diago¬
nalno z leve na desno. Čim bolj je krivulja usločena, tem
večja je neenakome rnost ^r r it mii-^j w tTi
stva7 tem večj e so razlike me h...gnlikns f_io krajev, v katerih
prebivalstvo živi* Ker 'so izražene kumulative v odstotkih,
j e"možno včrtati v isti diagram več takih krivulj koncentra¬
cijo in s primerjavo njihovega poteka odnosno usločenosti
priti do nazorne predstave o večji odnosne manjši stopnji
teritorialne koncentracije prebivalstva posameznih, držav ali
dežel., ki jih. želimo medsebojno primerjati*

Kumulativa nreMvalcov

22

Slika 23o1 Koncentracija prebivalstva LR Slovenije

Popis 1948

23

23  o3.  Kartogramski p r i k a

Go želimo pov&ariti pri grafičnem prikazu, no enakomernosti
teritorialno distribucij^ prebivalstva p. ne geo¬

grafski.  vidik, to se pravi prikazati, k i e leže
geografska področja visoke odn. nizke koncentracije prebi¬
valstva, bomo vzeli za osnovo shematsko .geografsko karto
področja z vrisano mrežo teritorialne.razdelitve. Zatem
prikažemo stopnjo gostote vsake teritorialne enote grafič¬
no najprimerneje ali z metodo senčenja odn., šrafiranja ali
pa s metodo tcč$:. Pri metodi senčenja  mo¬
ramo naj prej e postaviti grafično skalo različnih stopenj
šrafur (gl,skalo na gornjem delu kartograma slike 23»2),
ter zatem ustrezno šrafiramo vsako teritorialno eneto gle¬
de na gostoto, ki jo kaže* Še boljšo sliko stopnje oblju¬
denosti dajo m e toda toči,  ki pa je tehnično
nekoliko utrudiidvejša za izvedbo. Pri tej metodi vriše¬
mo čim bolj enakomerno v vsako teritorialno enoto določe¬
no število točk, ki je proporcionalno številu prebivalcev
te enote, Vsaka točka*predstavlja na ta način določeno
število prebivalcev,recimo sto, tisoč, deset viseč in po¬
dobno, kar moramo ne; 'samem kartogramu v legendi označiti.
Prednost metode točk j e; poleg njene velike nazornosti še
v tem, da nam pri njej ni potrebno predhodno preračunava¬
ti absolutno številke o prebivalstvu teritorialnih enot v

gostoto.

]rn

ahteva poleg tega poznav;

an?

ovrš xn

e/vsase enote,

Dovolj.j e, če razpolagamo s kar'tegramsko mrežo teritorial¬
nih enot danega področja.

24

Vsaka, točka pomeni lo ljudi

Sl.23.2 Kartogramskc x n\i.ka7,cvanje geografske distribucije
prebivalstva

25


24» SINTETIČNA POKAZATELJA TERITORIALNE DISTRIBUCIJE
PREBIVALSTVA,

V demografski statistiki poznamo dva pokazatelja, ki nam
v enem samem številu, to se-pravi na najbolj sežet način
prikazuj eta osnovno tendenco teritorialne razporeditve
prebivalstva.-To sta prebivalstveno težišče
prebivalstveno

in

središče.

Prebivalstveno t p j-iš č e  je točka s povprečnima ko¬
ordinatama (geografske širine in dolžine), pri čemer se
povprečni koordinati računate, s p nočjo ponderirane sredi¬
ne ter služi kot ponderacija velikost t.j. število prebi¬
valstva vsakega kraja.,, Seveda pri praktičnem izračunavanju
ne jemljemo vseh posameznih krajev, ampak recimo samo obči¬
ne in koordinate sedežev občin kot spremenljivke, število
prebivalstva vsake občine pa kot vztrezno pcnderacijo,

Dr* Blejec je ugotovil, da je ležalo prebivalstveno težišče
leta 1953 Slovenije v bližini Izlak (JZ Trojan), (Gl, Eko¬
nomski zbornik, I„ 1956, Reginalna težišča nekih soc, eko¬
nomskih pojavov v Sloveniji). V ZDA računajo od 1790 dalje
vsakih deset let oh popisih prebivalstva težišče prebi¬
valstva., ki se premika stal.no skoraj po Istem vzporedniku
proti Zahodu,,

Od regionalnega težišča prebivalstva moramo ločiti središče
ali cen ter prebi valstva , ki je zemljepisna točka, od katere
je vsota zračnih daljav vseh naseljenih. točk ponderiranih s
številom prebivalstva najmanjša« Razliko med obema bomo naj¬
lažje razumeli j-če si predstavljamo* da se vsi naseljeni
kraji nahajajo cb ravni poti, na premici. V tem primeru bi
bilo težišče enako aritm* sredini, oredišče pa medijani„Ve¬
mo, da se samo v izjemnih primerih obe sredini ujemata,

Dočim nam more poslužiti prebivalstveno težišče zlasti pri
analizah tendenc časovnega premikanj a-, prebivalstva, bomo
lahko prebivalstveno središč 0  koristno uporabili pri plani-

26

ranju razmestitve določenih objektov, kot so bolnice, šcle ;
gostišča in podobne, ki naj ra določenem manjšem, na planja¬
vi ležečem področju, kjer lahko ignoriramo razlike v reliefu,
služijo celokupnemu prebivalstvu in naj bodo zato tako po-
stavljenif da je razdalja do vseh naseljenih točk (recimo
hiš) najmanjša«

27

III.

STRUKTURE PREBIVALSTVA

Poleg števila in-geografske razporeditve-prebivalstva nas
bo pri demografskih analizah zanimalo, koliko je med vsem
prebivalstvom meških in koliko žensk, kakšen je odnos med
pismenimi in nepismenimi, koliko prebivalcev je gospodar¬
sko aktivnih in podobno. Takšne razčlenitve prebivalstva
po tem ali onem znaku, imenujemo strukture
prebivalstva.  Pri popisih prebivalstva se po¬
navadi ugotavljajo za vsakega popisanega prebivalca spo¬
daj našteti znaki,, ki smo jih radi boljše preglednosti
strnili v tri večje skupine:

a) demografski znaki: spol, starost, zakonski stan;

b) Socialn oekonomski znak i: aktivnost, panoga dejavnosti;
poklic;, položaj v poklicu: stopnja urbaniziranosti;

c) družbeni znaki: pismenost in stopnja izobrazbe; narod¬
nost; državljanstvo, materin jezik; odnos napram veri.

Pri starejših popisih so včasih vključevali tudi znake o
telesnih hibah (invalidnost* slepoto, gluhoto in podobno),
vendar novejši popisi ugotavljanje te vrste znakov opušča¬
jo.

Glede .na gori omenjene znake in njihove.skupine bomo.govo¬
rili o demografskih, socialnoekonomskih in družbenih struk¬
turah prebivalstva, v okviru vsake od njih pa posebej n.pr.
o.spolni strukturi, o starostni, o poklicni, narodnostni
itd. strukturi prebivalstva, misleč pri tem na razčlenitev
skupnega števila prebivalstva po tem ali onem znaku.

Statističnc-metodcloška problematika v zvezi z ugotavljam-,
jem, prikazovanjem in analizo prebivalstvenih struktur
bomo obravnavali s teh-le vidikov:

1. Kakšen je pomen in kakšna je statistična opredelitev
vsakega od znakov, ki je v osnovi določene prebivalstve¬
ne strukture. 0 splošnem socialnoekonomskem pomenu po-

28

sameznih znakov no komo posebej razpravljali, ker moremo
predpostavljati, da je bralcu poznan. Naj samo omenimo, da
je pri vseh naštetih znakih.pomembno poznati ustrezno
strukturo prebivalstva že iz operativnih•in planskih po¬
treb. Vrsta mer, ki jih moramo podvzemati pri takorekoc
vsakdanjem urejanju našega družbenega in ekonomskega ži¬
vljenj a, zahteva poznavanje podatkov o številu moških in
žensk, o starostni sestavi prebivalstva,o tem. koliko je
gospodarsko aktivnih, koliko jih je zaposlenih v posamez¬
nih strokah, kakšen je Številčen odnos med posameznimi na¬
rodnostmi, koliko je nepismenih itd.-Prav takšni številčni
podatki so potrebni prav tako planerju pri njegovem .vsakdan¬
jem delu. Za nas še pomembnejša od'omenjene operativno-
planske pomembnosti posameznih znakov pa je njihova ana¬
litična  vrednost. Poznavanje določenih struktur
nam v bistveni meri pomaga razumevati razvojne tendence
prebivalstva in ponašanja nekih drugih pojavov, ki so z
njimi v takšni ali drugačni zveži. Posebej se je treba za¬
vedati, .da, določene .prebivalstven e strukture bistveno vpli¬
vajo na sam proces biološke"reprodukcije prebivalstva, to
je na smrtnost in plodnost prebivalstva. Pri obravnavanju
posameznih.znakav bomo na kratko opozorili na njihov ana¬
litični pomen v tej smeri.

2. Po kakšnih skupinah je treba razčleniti prebivalstvo po
danem znaku, da bo razčlenitev čim vernej e razkrivala bist¬
vene, za socialno—ekonomsko analizo pomembne črte dane
strukture in da bo obenem v čim večji meri omogočala časov¬
ne in prostorne primerjave podatkov. V tej zvezi se postav¬
lja predvsem vprašanje standardizacije določenih klasifika¬
cij in nomenklatur, tako z državnega kot mednarodnega vidi¬
ka.

3. Katere specifične statistične metode sc najbolj primerne

za obdelavo in prikaz dane prebivalstvene strukture in. pro¬
porcev med posameznimi pomembnimi skupinami. Poleg splošne
metode, ki se uporablja v statistiki za prikazovanje struk¬
tur, to se pravi poleg razporeditve celokupnega števila

29

4 .

prebivalstva pc dani grupaciji odn. klasifikaciji z nava¬
janjem absolutnih in odstotnih frekvenc - na to splošno me¬
todo .ne bomb pri vsaki strukturi posebej opozarjali - bomo
..spoznali Še specifične statistične prijeme, ki odgovarjajo
posebni naravi' opazovane strukture.

. ■ • *- a. •. ..n.

:Naj omenimo, da se uporablja v demografski statistiki za
številčno zasedbe prebivalstva v določeni, po tem ali dru¬
gem kriteriju definirani skupini izraz "kontingent” pre¬
bivalstva«, Toko govorimo c starostnih kontingentih, o spol¬
nem (moškem) kontingentu itd

Na kraju-bomo opozorili* trn kjer bo te potrebno, na neke
-sistematične napake, s katerimi so pogosto obremenjeni sta-
■ tis.tični podatki dane strukture, ki izmaličijo v večji ali
manjši meri resnične odnose, med prebivalstvenimi skupinami

• in zavajajo, v napačno analize„

• . c O • - •

31  DMOGR1FSO- .STPJJKTURk.

31.1 Spol

Številčni odnos med moškimi in ženskami pri danem prebivalst¬
vu (tkzv, spolno ravnovesje) vpliva neposredno na poročnest.
in preko nje ;na fertilnost -pa tudi na smrtnost prebivalstva,
Spolno neravnovesje (presežek meških nad ženskami ali obrat¬
no), ako je močno povdarjeno, daje v.mnogem pečat ekonomskim
in družbenim odnosom danega področja.

Kot številčni pokazatelj spolnega ravnovesja uporabljamo po¬
leg strukturnega odstotka .moških .ih'žensk v celokupnem prebi¬
valstvu-najpogosteje tkzv*. j  p .0 1 n o mero  (sex
ratio), t,j* količnik med-:števnem vrčkih in številom žensk.
Pri tem j..e prišle v Združenih državah Amerike v običaj, da

jemljejo število moških na

žensk, v Svrcpi (in tudi v

praksi naše statistiko) pa jemljejo obratno vrednost, to je
število žensk na 1000 meških., ■

Če primerjamo številke, o spolnih merah po posameznih državah
v svetu, bomo IcKk ugotovili, da obstoji v glavnem številčno
ravnotežje ned obema spoloma in da razlike niso posebno veli-

3o

ke. Vendar je večinoma nekoliko več žensk krt pa meških,
razen v deželah izrazite dolgoročne imigracije, kjer prevla¬
dujejo -meški. V Jugoslaviji je presežek žensk primeroma ze¬
lo visok (splošna mera je znašala 1948:1080; leta 1953: 1064),
kar je v glavnem rezultat pogostih vojn (balkanske, prva in
druga svetovna, osvobodilna berba), ki so prizadele v večji
meri moško prebivalstvo«.

Poleg faktorja vojn, ki vztvarja -zaradi večje umrljivosti
odraslih moških selo hude disproperce ned obema spoloma ter
visoke ženske presežke v za reprodukcij o najpomembnejšem
starostnem razdobju, vplivajo na spolno mere v prebivalstvu
predvsem naslednji trije faktorji: začetna spol¬
na mera ob rojstvu  (rodi se več moških kot
žensk, kar ima za posledico, da je v zgodnjih letih več moš¬
kih kot žensk), gibanj e umrljivosti na¬
sploh  (umrljivost je nasplošno t.j. neglede na specifi¬
čen primer umrljivosti zaradi vojne, večja pri meških,zlasti
ob rojstvu in v starejših letih) ter selitve  (v
daljne dežele emigrira v večji meri moška delovna sila,bližnje
migracije v okviru iste države pa morejo zadevati posebej
bilo moške, bile ženske. Tipičen primer pretežne ženske mi¬
gracije je migracija deklet v bližnja večja mesta ali pa v
industrijska središča z industrijami, ki uporabljajo pretež¬
no žensko delovno silo, kot n.pr. tekstilna industrija).

31.2  Starost

Podobno kpt spolna struktura vpliva tudi starostna struktu¬
ra prebivalstva v bistveni meri na jakost reprodukcijo pre¬
bivalstva. Kot bomo videli kasneje, sta tako gibanj e smrt¬
nosti kot gibanje fertilnosti v piri vrsti odvisna od sta¬
rosti. Starostno strukturo moramo poznati ne le zato, da bi
preiskali vpliv starosti na smrtnost in fcrtilnost, ampak tu¬
di, da bi mogli eliminirati predeminanten vpliv starostne
strukture in proučevati izolirani vpliv drugih secialno-eko-
nomskih faktorjev na smrtnost in fertilncst,

31

Pri numeričnem tabelarnem prikazovanju starostne strukture
prebivalstva se postavlja predvsem vprašanje primerne razčle¬
nitve po starostnih, skupinah. Poleg enoletnih starostnih
skupin, ki pa dajejo zelo nepregledno- slike, sc cbičaj.ne
predvsem petletne'starostne skupine, pri čemer se vendar za¬
radi močne variacije frekvenc v starostnih skupinah v najzgod¬
nejših letnikih razbija prva petletna skupina v dva dela' (sta¬
rost 0 let: starost 1 do 4 let), naj višje starostne skupine
od 65 let dalje pa se ponavadi zaradi majhne številčnosti po¬
sameznih skupin in zaradi relativne nezanesljivosti podatkov
pc skupinah združujejo v eno samo navzgor odprto skupino: 65
let in več. Standardna starostna petletna klasifikacija iz-
gleda torej tako:

0 let

1 - 4 leta

5-9 let

lo - 14 let

itd.

6c - 64 let
65 - let

Razčlenitev prebivalstva pc petletnih starostnih skupinah je
še. vedno prepodrobna, predvsem pa je izvršena, po nekem for¬
malnem kriteriju (enakost petletnega intervala), ki ne izdva¬
ja posebej ekonomsko in sociološko pomembna starostna raz¬
dobja. Temu namenu, služi razčlenitev prebivalstva na tkzv.
glavne  s. t a r o s t n e s k u p i n e , ki dajejo
sicer zelo poenostavljeno, a pri ten tipično slike starostne
sestave prebivalstva. Ponavadi se jemljejo tri osnovne sta,-
rostne skupine in sicer: skupina 0-19 let, 20-59 ter.60 in
preko, ki odgovarjajo.v glavnem razdelitvi prebivalstva na
mlado, odraslo in staro. Prva skupina vsebuj e otroke in mla¬
dino; na njej sloni bodočnost prebivalstva; gre za prebival¬
stvo, ki je v glavnem na. skrbi odraslih oseb, zakaj delovna
starost pričenja šele po 15.letu. -Začetek delovne starosti v
ostalem zavisi od razvitosti dežele. V ekonomsko razvitih de-

32

želah je delovna starost dosti nižja: otroci pričenjajo z
delom okoli desetega leta. pa celo še preje; v ekonomsko
razvitih, deželah pa traja splošna šolska obveznost vsaj do
15.leta. Nekateri avtorji zato zaključujejo za nerazvite
dežele prvo.starostno skupino s petnajstim ali pa celo z de¬
setim letom.

Druga osnovna starostna skupina zajemije v glavnem tkzv.de¬
lovno starost. Številčno predstavlja približek za razpoložlji
vo delovno silo. To je jedro gospodarsko aktivnega prebi¬
valstva, ki vzdržuje tako "mlado" kot "staro" prebivalstvo.

Tretja skupina predstavlja "'staro" prebivalstvo, Tudi pri
tej skupini postavljajo razni avtorji različno spodnjo mejo
(65 let, 'ali pa diferencirano. 6o let za ženske, 65 let za
moške).

Ge ugotovimo za prebivalstvo Jugoslavije po LR starostne
kontingente za obe skrajni starostni skupini, za mlado in za
staro prebivalstvo, ter izrazimo številčne vrednosti v od¬
stotkih, dobimo naslednje tipične odnose (po popisu 1953):

Mladega prebivalstva (O do 14 let) je bilo:

a) v Srbiji, Vojvodini. Hrvatski

in Sloveniji: 26 - 28 a /o

b) v Kosmetu, v HiH, Makedoniji

Črni gori: 36 - 4o <fo

Razlika v odstotku mladega prebivalstva je med obema po¬
dročjema izredno visoka; prebivalstvo področja b) je izra¬
zito "mlado".prebivalstvo.

Starega prebivalstva (65 let in preko)'pa je bilo:

c) v BiH in Kosmetu 3 - 5»0. ■

d) v. Ožji Srbiji in Makedoniji 5?8 - 5,'9 $

e j v Vojvodini, Hrvatski, Slove¬
niji, Črni gori 7,0 ~ 7,6 fo

Tudi tu so razlike občutne, čeprav je razpored LR deloma
spremenjen. Visok odstotek mladega prebivalstva je. pred¬
vsem posledica visoke fertilnosti, dočim je visok odsto¬
tek starega prebivalstva znak. nizke smrtnosti in nizke
fertilnosti. Področja Slovenije, Hrvatske in Vojvodine na
eni strani ter področja BiH-a in Kosmeta na drugi strani
•kažejo zelo čisto sliko:'v prvem primeru gre za prebival¬
stvo z nizko fertilnostjo .in nizko smrtnostjo, v drugem
za (gospodarsko manj razvita), področja z visoko fertii-
nostjo in visoko smrtnostjo. Bolj zamotana je demografska

- 33 -

situacija s tega vidika v Ožji Srbiji, Makedoniji in Črni go¬
ri.

Zelo priljubljen je v demografskih, analizah grafičen prikaz
starostne strukture prebivalstva s pomočjo tkzv. starost¬
ne piramide ali starostnega dre¬
vesca  (gl.slika 3I.I). Osnova za grafikon so podatki o
starostni strukturi, razčlenjeni kombinirano po spolu in sta¬
rosti, po letnih ali pa petletnih starostnih skupinah. Na o-
snovnico polagamo okoli vertikalne osi trakove ali četvero¬
kotnike. Vsak ;trak odn. četverokotnik predstavlja določeni sta¬
rostni kontingent, počenši z najnižjim.

34

L E

A

T

95

80

73

70

65

60

55

50

i5

iO

55

30

25

20

15

10

3

O

Slo3to1 Slaros+no drevesce prebivalstva FLRJ

Popis 1953.

35

tisoči prebivalcev

Sl.31.2 Starostni piramidi prebivalstva IR Makedonije
in LR Slovenije. Popis 1953-

leta

starosti

36

leta

leta.

Sl. 31*3 Spremembe v starostni piramidi prebivalstva Jugo¬
slavije po popisih 1921,1931,1948 in 1953. Primar¬
ne (pi) in sekundarne (s) posledice vplivov pr¬
ve (p’o s’) in druge (p", s") svetovno vojne na
starostno strukturo prebivalstva.

Z leve strani vertikalne osi postavljamo starostne kontin¬
gente moškega, z desne strani pa starostne kontingente žen¬
skega prebivalstva. Ker so starostne skupine čim višje se
vzpenjamo zaradi izumiranja vse bolj šibke, dobimo tipično
sliko "piramide". Pri tem bodo nekatera prebivalstva kazala
piramido s široko osno vnico in primeroma ostrim odn. za¬
ostrenim vrhom, kar predstavlja tip mladega prebivalstva
(široka osnovnica je izraz visoke fe.rtilnosti, velikega šte¬
vila otrok in zato močno zasedenih mladih letnikov;zašilje¬
na konica pa izraz visoke in nagle smrtnosti); drugi tip pa
bodo kazala "stara" prebivalstva z ozko ali ožečo se osnov¬
nico (fertilnos t močno pad a, mlajši letniki postan ejo vedn o
bolj š_ib]p_). ter kopastim vrhom  ( smrtnost je zelo nizk a,vsled
če sar dosežejo l judje zelo visoke starosti: visoke starost¬
ne skupine so z ato~ red~ 5 Tti '7  n  o močne zasedene). Preb iTvalstvo
Slovenije in Makedonije n.pr. sta izrazita primerov "starega"
in ‘'mladega," prebivalstva, njihove starostne piramide bosta
imeli tipične oblike iz slike 31 , 2 .

Ne glede na opisano splošno piramidalno obliko starostnega
drevesca pa kaže njegova obodna črta pogosto razno udorine,
ki so deloma neposredna, deloma posredna posledica izgub, ki
so prebivalstvo z r : ' le v določenih starostnih letnikih. Vze¬
mimo kot primer- analizo sliko 3 I. 3 , kjer .so prikazani samo

37

levi deli starostnih piramid prebivalstva Jugoslavije po stan¬
jih 1921, 1931, 1948, 1953.

Na prvi starostni piramidi iz leta 1921 se razločno odertavata
dve vdolbini, prva primarna  , ki je neposredno posle¬
dica vojnih izgub (p’) in zadeva predvsem starostno skupino od
2 o- 4 o let), in druga s ekundarna (s*), ki je posledi¬
ca zmanjšane rodnosti (deficitarna rojstva), ki je nastala, ker
se generacije, ki so v vojski padle ali pa ker so bile dalj ča¬
sa odsotne od svojih družin, niso poročile odn.-imele otrok,ki
bi jih sicer imele, Te deficitne generacije zadevajo pri popi¬
su 1921  predvsem starostne skupine 2-5  let.

Obe ti dve vdornini se pomikata s časom naprej; leta 1931 se
pojavljata v starostnih grupah 30-50  odn. 12 - 15 . leta 1948  v
starostnih skupinah 47-67 odn. 29-32 in leta 1954 v starostnih
skupinah 53-73 let. odn, 34-37 let.

Pri popisu 1948 se v zvezi z drugo svetovno vojno pojavita dve
novi vdolbini, pravtako ena primarna in ena sekundarna. Primar¬
na zadeva pretežno zopet starostno skupino 2 o- 4 o let in sekun¬
darna starostno skupino 2-5 let. (p" odn. s" na grafikonu).Pri
tem je treba povdariti, da se primarna vdolbina iz druge svetov¬
ne vojne pojavlja v starostni grupi, ki je izdolbena že zaradi
deficitnih rojstev iz prve svetovne vojne. Obe vdolbini se to¬
rej kumulirata in vstvarjata v starostnem razponu 2 o- 4 o let iz¬
redno močno zmanjšanje zadevnih starostnih letnikov. Pri popi¬
su 1953  se pojavlja ta kumulirana vdolbina v generacijah, ki
so že pet let starejše od onih iz leta 1948 .

Kot edino sintetično  merilo starostnega sestava
prebivalstva naj omenimo povprečno starost
prebivalstva. Je vsota stardsTT”vsega prebivalstva v~danem tre¬
nutku, deljena s številom prebivalstva. Pokazatelj povprečne
starosti je sicer koristen za odkrivanje splošne tendence sta¬
ranja prebivalstva, vendar je nepopoln in ne more nadomestiti
neposredne primerjave glavnih starostnih kontingentov. Lahko
imata dve prebivalstvi s povsem različno starostno strukturo
isto- povprečno starost.

Povprečna starost prebivalstva Jugoslavije je znašala ob naših
popisih prebivalstva:

31.1.1921:
31.III. 193" •
15.III.1948 :
31.III.1953:

27, 12  let
25,28 let
27,46  let
28,63  let

Na kraju naj opozorimo še, da se javlja v statističnih podat¬
kih o starosti prebivalstva zelo pogosto neka specifična napa¬
ka, namreč tkzv, napaka zaokroževanja » Gre za

38

tendenco, ki ji podlegajo ljudje, da pri odgovoru na vprašan¬
je o starosti z a o k r o ž u j e. j o svojo starost ali na
/bližnje sodo  število let, posebno pa na bližnje število,
ki se končuje s 5 ali 0. Tako se nam v rezultatih popisov
prebivalstva javlja posebno visoko število oseb, ki so stari
5 let, 10 let, 1-5 let, 20 let itd. Tudi prebivalstvo, ki je
staro sodo število let je primeroma številnejše od prebival¬
stva, ki je staro liho'število let. Obstoje posebne metode
i z g 1 a j e v a n j a (graduacije) starostnih podatkov,ki
deloma odpravljajo neenakomernosti v starostni distribuciji,
ki jih povzroča omenjena tendenca po zaokroževanju, obstoje
pa tudi posebne metode za oceno velikosti tendence zaokrože¬
vanja.

31.3  Zakonski stan.

Pomen zakonskega stanu sledi iz pomena družine kot osnovne
sociološke pa tudi ekonomske potrošne enote naše družbe. V de¬
mografskem pogledu je zakonski stan posebej važen, ker pred¬
stavlja za večino rojstev njihov družbene dani okvir in po¬
goj, Stopnja poročenosti prebivalstva bistvene vpliva na plod¬
nost prebivalstva.

-Glede na zakonski stan delimo po navadi prebivalstvo na štiri
osnovne klasične kategorije: samsko, poročeno, vdovelO, raz¬
vezano, pri čemer načeloma izločimo iz opazovanja osebe mlaj¬
še od 15 let, ker pri njih nek specifični zakonski stan še
ne obstoji.

Pravzaprav bi morali vzeti pri nas 18 leto kot spodnjo mejo
starosti prebivalstva, 'kadar proučujemo njegov zakonski stan,
zakaj naša zakonodaja postavlja 18. leto starosti kot najniž¬
jo mejo za poroko. Vendar je zaradi mednarodne in časovne
primerljivosti bolje vzeti izpolnjeno 15 . leto kot spodnjo me¬
jo, posebej še tudi zato, ker imamo ne glede na v zakonu pred¬
pisano spodnjo mejo za vstop v zakon, primere rojstev otrok
od mater, mlajših od 18 let.

Pač pa so se pokazale v novejšem času omenjene štiri klasične
kategorije kot nezadostne, ker ne izčrpajo vseh pomembnih ti¬
pičnih situacij o zakonskem stanju prebivalstva.

Na eni strani imamo pravno poročene osebe, ki pa v resnici
žive ločeno, tako da ločijo neki sodobni popisi (n.pr. ZDA)
v okviru kategorije poročenega prebivalstva dve podkategOri—
ji: poročeni., živeči skupno in poročeni, živeči ločeno.

Na drugi sirani pa imamo poleg zakonskih skupnosti, ki so
pravno kot take priznane, zlasti v večjih mestih skupno žive¬
če pare, ki niso formalno poročeni (tkzv. de faeto zakonske

39

zveze). Zato uvajajo neki popisi poleg gornjih štirih osnov¬
nih kategorij še peto kategorijo; skupno živeči neporočeni.

i

Jugoslovanski popisi so se omejevali na registracijo samo
klasičnih štirih kategorij.

Za globlje demografske in sociološke analize je koristno,da
vsebujejo popisi prebivalstva tudi podatke, ki dovoljujejo
porazdeliti kategorijo poročenega prebivalstva glede na to,
kateri zakon po vrsti je, v katerem oseba živi 5 kako dolgo
traja zakon in koliko otrok se je v zakonu rodilo.

Ker zavisi zakonsko stanje v bistveni meri od starosti in
spola, je potrebno prikazati podatke o frekvencah, s kateri¬
mi se pojavljajo posamezne kategorije zakonskega stanja, lo¬
čeno po starostnih skupinah. Procentualni prikaz strukture
prebivalstva po zakonskem stanju po starostnih skupinah (po¬
sebej za moške in ženske) nam bo jasno razkril odvisnosti med
zakonskim stanjem ter spolom in starostjo. Ta odvisnost bo
posebej nazorno vidna iz grafične prcdočitve odstotkov sam¬
skih, poročenih, udovelih itd., ki jih vrišemo v koordinatni
sistem, v katerem merimo na abscisi starost, na ordinati pa
ustrezne odstotke. S povezavo tako vrisanih točk dobimo ti¬
pične krivulje poteka poročnosti, samskosti, vdovelosti kot
funkcijo starosti (glej sliko 3I.4).

S tem smo dobili tudi zelo prikladno metodo za analizo vpliva
nekega tretjega faktorja (t.j. poleg spola in starosti) na
zakonsko stanje. Vzemimo, da želimo spoznati, ali vpliva in
kako vpliva določena ekonomska dejavnost na zakonsko stanje.
Vzemimo kot enostaven primer vpliv poljedelske dejavnosti ter
razdelimo prebivalstvo v poljedelsko in nepoljedelsko prebi¬
valstvo .

4o

leta starosti

Sl. 31.4 Prebivalstvo Jugoslavije po zakonskem stanju

in starosti. Popis 1948. Moški; izvlečena črta?
ženske s prekinjena črta.

41

Sl.31.5 Prebivalstvo Jugoslavije po spolu, starosti, zakon¬
skem stanju in panogi dejavnosti. Izvlečene črte:
poljedelsko prebivalstvo: prekinjene črte: nepolje-
delsko prebivalstvo. Popis 1948.

42

Dovolj je, če ugotovimo krivulje poročenosti, samskosti itd.
posebej za poljedelsko in posebej za hepoljedelsko prebival¬
stvo ter jih urišemo v analogen diagram, kot smo ga pravkar
spoznali ter primerjamo poteke krivulj. Slika 31.5 nam jas¬
no priča o tem, da se poljedelsko prebivalstvo obojega spo¬
la in v vseh starostnih skupinah, močneje poroča kot nepolje¬
delsko prebivalstvo. Primerjava zgolj odstotka poročenih pri
poljedelskem in nepoljedelskem prebivalstvu ne bi zaneslji¬
vo kazala na. določeno zvezo, ker ne eliminira vpliva faktor¬
jev starost in spol, -ki lahko v bistveni meri deformirata
resnične, notranje odnose med zakonskim stanom in določeno
gospodarsko dejavnostjo.

Poleg pravkar orisane smeri statistične analize prebival¬
stva po zakonskem stanju se uporabljata pogosto še naslednja
dva sintetična pokazatelja;

a) Pokazatelj splošne neporočenosti , ki ga predstavlja od¬
stotek neporočenih moških odn. žensk med celokupnim moškim
odn. ženskim prebivalstvom, starejšim od 14  let. 0 vprašan¬
ju spodnje starostne meje pri določitvi kontingenta poroče¬
nih smo govorili že preje.

b) Pokazatelj zaključene neporočenosti ) t.j. odstotek samskih
neporočenih 'moških odn, žensk v starostni skupini 5o-54 let.
Starost 5o-54 let štejemo kot starost zaključene poročenosti
odn. neporočenosti samskih, to se pravi kot starost, kjer se
zakonsko stanje (neporočenost odn, poročenost) ne bo več bi¬
stveno menjalo; tisti, ki je ostal samski do 5o let odn. do
54 leta, bo praktično ostal samski do svoje smrti. Pokazatelj
zaključene'neporočenosti nam jasneje, in zanesljiveje ko.t p.o-.
kazatelj spl osne neporočenosti odkriva sociološke, ekonomske
in- demografske probleme, ki so v zvezi -s pojavom samskosti

in poročenosti. Po podatkih popisa- 1953 je znašal pri ženskah
odstotek samskih starih 5o-54 let v Makedoniji o,7, v Hrvat-
ski 8 in v Sloveniji 18. To se pravi, da se v Kosmetu praktič¬
no vsako dekle poroči, na Hrvatskem ostane samskih 8$ in v
Sloveniji pa celih 18$ ali skoro vsako peto dekle, ki je do¬
živelo starost 5 o- 54 let.

32, EKONOMSKE STRUKTURE

32.1 Aktivnost

Osnovna razčlenitev prebivalstva z ekonomskega vidika je nje¬
gova razčlenitev na (gospodarsko) aktivno in ne¬
aktivno  . Neaktivno prebivalstvo pa razpade samo zopet
na dve osnovni kategoriji, na osebe z lastnimi dohodki in na

43

vzdrževane osebe. Z združitvijo obeh. gornjih delitev pri¬
demo do osnovne trihotomije  v razčlenitvi pre¬
bivalstva, ki jo dosledno uporablja naša uradna statisti¬
ka j ■

aktivno prebivalstvo
osebe z lastnimi dohodki
vzdrževano prebivalstvo

i

K aktivnemu  prebivalstvu štejejo osebe, ki so
v trenutku popisa imele nek poklic. Če ob popisu takšne o-
sebe začasno  poklica niso vršile, ker so bile n.
...pr, začasno brez posla, na zdravljenju, na odslužen ju vo¬
jaškega roka, na izdrževanju kazni, spadajo pravtako k ak¬
tivnemu prebivalstvu, tvorijo pa v okviru tega posebno
podskupino, ki jo naša statistika označuje s terminom
"osebe izven poklica". Osebe, ki so se šele dokvalificira¬
le , a se še niso zaposlile, niso po naši-metodologiji spre¬
jete med aktivno prebivalstvo.

Pojem aktivnega  prebivalstva vključuje samo
osebe, ki so z ekonomskega,  vidika aktivne in
dejstvujejo s svojim delom pilo v sferi materialne bilo v
sferi nematerialne proizvodnje (razumevajoč pojem proiz¬
vodnje v širšem smislu, ki obsega tudi sfero obtoka). Ne
štejejo pa med pojem aktivnega prebivalstva po obstoječih
metodologijah večine držav osebe, ki dejstvujejo'v sferi
potrošnje  kot n.pr. gospodinje. Njihovo delo,če¬
prav je nedvomno družbeno potrebno in koristno/ se okvali¬
ficira kot z gospodarskega vidika "neaktivno".

Med osebe  z las tnimi dohodki  so vključene
vse tiste osebe, ki se ne bavijo z nekim aktivnim delom,
se pa vzdržujejo s prejemki, ki izhajajo iz njihovega
prejšnjega dela (upokojenci invalidi) ali pa imajo te do¬
hodke iz nekega drugega naslova (uživalci pomoči, užival¬
ci imovine, rentniki in podobno).

V to kategorijo so vključene tudi tiste osebe, ki so se ob
popisu nahajale v do&ovih za učence v gospodarstvu in do¬
movih za nepreskrbljene otroke, za stare ljudi in podob¬
no, če jim je zagotovljeno celotno vzdrževanje s strani u~
strežne ustanove. Sem spadajo tudi štipendisti.

Kategoriji aktivnega prebivalstva in prebivalstva z lastn i¬
m i doh odki se včasih združujeta v skupni pojem s a m  o -
s t o .i ~h~e g a pr ebivalstva kot prebivalstva, ki samo¬
stojno pridobiva sredstva preživljanja.

Njim nasproti stoji kategorija v z drž e'v a n e g a
prebivalstva, kamor spadajo vse osebe, ki nimajo samostoj-

44

nega vira dohodkov in jih vzdržuje ena od omenjenih dveh
kategorij samostojnega prebivalstva. V kolikor protiposta-
vimo kategorijo vzdrževanega prebivalstva 'kategoriji samo¬
stojnega prebivalstva, označujemo vzdrževano prebivalstvo
tudi kot nesamostojno  prebivalstvo. Najštevil¬
nejše podkategorije vzdrževanega prebivalstva so s žene -
gospodinje, šolajoča se mladina in otroci.

Številčna določitev aktivnega in neaktivnega prebivalstva
zadeva v statistični praksi često na zelo velike težave,ki
imajo.svoj vir predvsem v nelahki opredeljivosti takozva-
nih "pomagajočih družinskih članov". To so člani družine
(sin, žena, hči, snahaitd.), ki pomagajo starešini pri
njegovem delu v kmetijskem gospodarstvu, v obrti ali gostin¬
stvu in za to' svoje delo ne prejemajo plače.

Problem nastaja zato, ker mnoge take osebe, posebno v kme¬
tijstvu, kombinirajo svojo pomoč v gospodarstvu z gospo¬
dinjskim delom, ki pa ne šteje za aktivno.

Obe vrsti dela se prav posebno prepletata pri kmetijskih
gospodinjstvih. Vsaka gospodinja na kmetih posveča en del
svojega dela nedvomno tudi' tipično gospodarskim’ dejavnostim
(pripravljanje krme in krmljenje živine, molzenje mleka
itd.). Postavlja se vprašanje, kolikšen naj bo doprinos go¬
spodinje gospodarskim dejavnostim, da boijo prišteli gospo¬
dinjo k aktivnemu prebivalstvu. Statistična praksa zelo va¬
riira od ene države do druge,- zato je treba biti pri med-
.narodni primerjavi pa tudi pri časovnih primerjavah istega
prebivalstva zelo previden in si vselej predhodno dobro o—
gledati, katero.prebivalstvo šteje statistična metodologija
k aktivnemu prebivalstvu. Mednarodna priporočila, ki jih je
izdelala Statistična komisija Združenih narodov-, štejejo
med aktivno.prebivalstvo samo tiste gospodinje, ki vsaj eno
tretjino svojega.normalnega delovnega časa v.letu posvečajo
gospodarskim opravilom. Metodologija našega popisa iz 1953
je dvignila spodnjo časovno mejo na eno polovico, dočim po¬
pis prebivalstva iz 1948 pojma "pomagajoči družinski člani"
sploh ni poznal, kar jeimelo za posledico popolno nepri¬
merljivost podatkov o aktivnem prebivalstvu med obema popi--
soma. Pri obdelavi popisnega gradiva iz leta 1948 so se nam¬
reč prevedle' vse osebe nad 14 let med aktivne, v kolikor ni¬
so izredno iz javile da so za. delo nesposobne ali pa da so
na šolanju. Pri tem.kriteriju so bile vse gospodinje na
kmetih aktivno prebivalstvo, vsled česar je bilo število ak¬
tivnega prebivalstva, kot ga je objavil popis 1948, nepri-
meroma visoko. Silen padec števila aktivnega prebivalstva
med popisom iz 1948 in onim iz 1953 (ki je štel med aktivno
prebivalstvo kot smo zgoraj dejali samo tiste gospodinje,ki
so nad polovico svojega delovnega časa posvetile gospodar-

45

skim opravilom) gre nedvomno na račun razlik v metodologiji
obdelave obeh popisov glede na pojem aktivnosti.

32.2 Panoge  de  ja  v n o s t i

a) Načelni kriteriji - Glavne kategorije dejavnosti.

Družbena delitev dela je dovedla predvsem do dveh ve¬
likih sfer, v katerih se udejstvuje aktivnost ljudi s do
sfere materialne proizvodnje , v kateri zadobi rezultat de¬
la opredmeteno obliko 2  ter do sfere uslug , kjer rezultat
dela ni opredmeten v samostojen proizvod.

V okviru materialne proizvodnje pa se izdvajajo , kot osnov¬
ne panoge; industrija (ekstraktivna in obdelovalna), polje¬
delstvo, gradbeništvo, transport, ter trgovina z gostinstvom.

Ločnica med obema sferama glede nekih, mešanih panog ni po¬
vsem jasno postavljena. To velja glede trgovine, transporta,
zveze in založniške dejavnosti.

Glavna težkoča se pojavlja pri razmejitvi poljedel¬
stva  in i n d u s t r i j e . Po Marksu (Teorije viška
vrednosti, Iltom) je bistvena črta poljedelske proizvodnje
v tem, da pri njej proces reprodukcije,, ki ga vodi in kontro¬
lira človek (priprava zemlje,sejanje, plevijenje, gnojenje
itd.), sovpada z naravnimi procesi reprodukcije (sama bio¬
loška rast pridelkov odn. živine).Zato spada k poljedelstvu
po tem kriteriju obdelava zemlje (agrikultura), živinoreja,
ribogojstvo in gojenje umetnih nasadov, ne spada pa lov,ri¬
bolov in gozdarstvo, ker pri naravnem procesu reprodukcije
ne sodeluje človek, vs^j ne v primitivnejših razmerah. Pri
razvitejšem gospodarstvu pa se tudi v pravkar naštetih pa¬
nogah vrši v vse večji meri proces naravne reprodukcije ob
sodelovanju in kontroli človeka, zato stojijo te panoge ne¬
kje v sredi med poljedelstvom in ekstraktivno industrijo,
vendar bliže poljedelstvu. Nekatere metodologije jih zato
priključujejo poljedelstvu, druge pa jih izdvajajo v poseb¬
no panogo gozdarstva, lova in ribolova.

Pri gozdarstvu  gre z ene strani za vzgojo,nego
in zaščito gozdov (drevesnice, postaje za pogozdovanje),na
drugi za izkoriščanje gozdov (spravljanje lesa, proizvod¬
nje oglja, nabiranje smole, gozdnih sadežev in podobno;ža¬
ge ne spadajo v to panogo).

V nerazvitem gospodarstvu so meje med poljedelstvom in in¬
dustrijo prav zaradi neizdiferencirane delitve dela dosti
zabrisane. Tako se v okviru kmečkega gospodarstva vrši tu-

- 46 -

di pridobivanje in obdelava industrijskih surovin (klanje
živine, pridobivanje in predelava kože, vlakna, mlečni pro¬
dukti itd.), dalje se obavljajo razne postranske dejavnos¬
ti (nabiranje sadežev, zdravilnih rastlin, prevozništvo),ki
ne spadajo k poljedelstvu, a se iz praktičnih razlogov pri¬
števajo često k tej panogi.

V okviru industrijske dejavnosti igra posebiio vlogo' obrt¬
niška  dejavnost, ki jo karakterizira ponavadi manjši
obseg, manjša uporaba strojev, manjša delitev dela, zato tu¬
di proizvodnja v manjšem obsegu, često po naročilu in z u.-
porabo vi s okokvalificiranega ročnega dela. Pri manj razvi¬
tih gospodarstvih igra obrtniška dejavnost često nadvse po¬
membno vlogo. Zato in pa zaradi posebnosti v metodi regi¬
stracije (tu prevladuje često privatni sektor) se pogosto
izdvaja iz industrije v posebno panogo.

Gradbeništvo  je v resnici posebna vrsta indu¬
strijske dejavnosti, ki pa ima to posebnost napram njej, da
se proizvodni ciklus ne ponavlja na istem mestu, da so nje¬
ni produkti teritorialno pričvrščeni ter da proizvodni pro¬
ces ponavadi traja dosti dolgo (po nekaj let). K gradbe¬
ništvu spada poleg proizvodnje gradbenih objektov vseh vrst
(visoke gradnje, pota, ceste, železnice, tuneli, nasipi,
vodne zgradbe itd.) tudi montaža opreme v gradbene objekte.

T r. g o v i n a , in‘ sicer socialistična trgovina spada po
prevladujočem mnenju sovjetskih avtorjev pretežno k material¬
ni proizvodnji, zato jo tudi sovjetska praksa prišteva v ce¬
loti k materijalni proizvodnji, Trgovina v kapitalizmu pia
ima samo v svojem manjšem delu karakter, materijelne proiz¬
vodnje (merjenje pakiranje), večji del pa ne. Marx prište¬
va kapitalistično trgovino k sferi uslug.

Panoge transporta in zveze  (telefon,tele¬
graf, pošta, radio itd) imajo mešan značaj: tovorni tran¬
sport spada k materialni sferi osebni pa ne. Podobno velja
glede zveze. Sporen je značaj založniške dejavnosti glede
na pretežno vlogo pri njej pisateljev, redaktorjev, prevajal¬
cev itd. (n.pr. Cankarjeva založba, Mladinska knjiga).

Poseben značaj ima gostinstvo  ,v  katerem se pre¬
pletajo elementi materialne proizvodnje ("proizvodnja" je¬
dil) in trgovina (prodaja pijač).

~47

Naj na kraju povdarimo, da pri razvrstitvi določene osele
v to ali ono panogo dejavnosti odloča značaj dejavnosti
gospodarske organizacije- ali ustanove, kjer je oseba zapo¬
slena, ne pa konkretni značaj dela, ki ga oseba oseb¬
no vrši. Šofer n.pr. ki je zaposlen v rudniku, spada pod
dejavnost rudarstva in ne pod promet, in mehanik na polje¬
delskem gospodarstvu bo izkazan v panogi poljedelstvo in
ne v industriji.

b) Jugoslovanska klasifikacija dejavnosti.

Pri nas je še vedno v uporabi Privremena nomenklatura de-
latnosti Zvezne planske komisije iz leta 1947 . ki deli vse
dejavnosti na lo panog (srbskohrv: vrsta) in vsako panogo
na večje število strok (sh: grana) :

Panoge dejavnosti so tele:

1. industrija in rudarstvo

2. poljedelstvo

3. gozdarstvo

4. gradbeništvo

5. promet (saobračaj)

6. trgovina in gostinstvo

7. obrt in domača obrt (zanatstvo, domača radinosti)

8. k omunalna de javnost

9. kulturna in socialna dejavnost

10. dejavnost državnih organov in ostalo. ,

Glede na preživelost te "privremene" nomenklature je bila
izdelana posebej za obdelavo rezultatov popisa prebival¬
stva 1953 Korigirana nomenklatura delatnosti za popis
1953 » ki nekatere bistvene hibe prejšnje nomenklature (ki
sicer še ostaja v veljavi) odpravlja: Glavne razlike so:

a) Iz panoge "industrija” so izključeni rudniki in priklju¬
čeni posebni novi panogi "rudarstvo".

b) V  panogi "industrija" so posebej izkazane kot stroke
(grane): strojegradnja, kovinsko obdelovalna industrija,
proizvodnja električnih strojev in elektroindustrija '
(razen n.pr. proizv. elektr.strojev). Po Privremeni no¬
menklaturi ni bilo mogoče izdvojiti naštetih strok.

c) Iz panoge "obrt in domača obrt" je bila izvzeta usluž-
nostna obrt in ostale usluge, ter za njih formirana po¬
sebna panoga "usluge", s čimer je bila omogočena jasnej¬
ša razmejitev sfere materijalne.proizvodnje in sfere
uslug.

-48-

d) Iz panoge "dejavnost državnih organov" so izločene de¬
javnosti' finance in kredit in prestavljene v panogo
"promet",•kamor skupaj s trgovino in zavarovanjem bolj
spadajo (gre- za- dejavnosti, ki sicer ne spadajo v ma¬
ter.‘proizvodnjo, a so nujen pogoj zanjo).

e) za potrebe popisa prebivalstva (da bi se lahko vsi ak¬
tivni prebivalci uvrstili v določeno panogo) je bila
ustvarjena še posebna panoga "izven de javnosti",kamor
so bile uvrščene osebe, ki so začasno izven poklica
(zaradi vojne službe, bolezni, zapora).

Ta korigirana./n.ome.nklatura dejavnosti -ima tako 11 panog
(odnosno 12 skupin, če prištejemo še "neznano"):

1. rudarstvo

2. industrija

3. poljedelstvo

4. gozdarstvo

5. gradbeništvo

6. promet (saobračaj) tudi mestni iz panoge komun, dejav¬
nosti

7. trgovina in gostinstvo (promet)

8. obrt

9. usluge

10. uprava (v njo vključena komunalna dejavnost, razen mest¬
nega prometa)

11.izven dejavnosti

c) Mednarodna standardna klasifikacija.

ISIC (International standard industrial clasification
of ali economic activities), ki jo je Organizacija ZN
1949 priporočila vsem vladam zaradi olajšanja mednarod¬
nih primerjav, ima 9 oddelkov (division), 44 večjih
skupin in 113 skupin. Oddelki so ti-le:

0 kmetijstvo, gozdarstvo, lov, ribolov

1 ekstraktivna industrija (naše rudarstvo)

2-3 predelovalna industrija (naša "industrija" z izjemo
proizv.elektr.energ.)

4 gradbeništvo (isto kot pri nas)

5 elektrika, plin, voda, sanitarne usluge (z izjemo
proizv.elektr.energije, ki spada pri nas pod industri¬
jo, se ujema z našo panogo 8 komunalna dejavnost

6 trgovina

7 transport, skladišča zveze

-49

8 usluge (tako osebne, kot drža‘vno upravo)

9 dejavnosti neustrezno opisane.

d) Celokupno prebivalstvo odvisno od določene panoge5po-
' 1jedelsko prebivalstvo.

Poleg aktivnega prebivalstva po panogah dejavnosti je
za vrsto ekonomskih, demografskih in socioloških analiz
važno poznati tudi število celokupnega prebivalstva, ki
črpa svoje vzdrževanje iz določene panoge dejavnosti,to
se pravi tako aktivne.kot od njih vzdrževane osebe.

Ce nas n.pr. ne zanima samo razporeditev delovne sile po
panogah,' ampak želimo karakterizirati celokupno prebival¬
stvo z ekonomskega vidika, je bolje vzeti skupaj aktivno
in'vzdrževano prebivalstvo, zakaj ekonomski položaj, ži¬
vljenjski standard, navade, pogoji, ki vplivajo na smrt¬
nost, fertilnost, zdravje itd. vzdrževanega dela prebival¬
stva zavise^bistveno od položaja aktivnega prebivalstva da¬
ne panoge. Poleg tega je važno raziskavati razlike v obre¬
menjenosti aktivnega prebivalstva od vzdrževanega po pano¬
gah.

Posebno važno je zajeti prebivalstvo, ki živi od poljedel¬
stva (poljedelsko  prebivalstvo, agriculture
population). Poljedelsko prebivalstvo se prav posebno raz¬
likuje od ostalih skupin prebivalstva tako po življenjskem
standardu, načinu življenja, kulturnih posebnosti, itd.Ži¬
vi v večji meri geografsko izolirano, vezano je močneje
na primitiven način, proizvodnje in sploh na podedovane tra¬
dicije in je bolj konzervativno v vsakem pogledu. Pred¬
stavlja velik rezervoir delovne sile, v kmetijstvu večino¬
ma slabo izkoriščane. Proces družbene delitve dela se vrši
prav v tem, da odvaja iz nediferencirane gmote poljedelske¬
ga prebivalstva njegove dele ter jih prevaja v nepoljedel-
ske dejavnosti. To prevajanje je zvezano večinoma tudi s
prostorno migracijo, s procesom urbanizacije, ter ima obe¬
nem za posledico dvig storilnosti dela, (ker je delo v in¬
dustriji produktivnejše) in s tem obenem zmanjšanje pod-
zaposlenosti v kipetijstvu. Zato se jemlje odstotek polje¬
delskega prebivalstva v celokupnem prebivalstvu kot nadvse
pomemben sintetični pokazatelj stopnje delitve dela in
stopnje industrializacije določene države.

Pri statističnem zajetju poljedelskega prebivalstva naleti¬
mo na neke specifične težkoče:

-5o-

a) zaradi močnih sezonskih gibanj pri kmetijskem delu ni
vseeno, kdaj vršimo popis in kako vprašamo osebo po
njegovi dejavnosti. Povprašati moramo, v kateri dejav¬
nosti se oseba udejstvuje večji del leta, ne pa le ta¬
krat, ko poljedelsko delo sezonsko zajame največ ali
pa najmanj ljudi.

b) Druga težava je v tem, da popisi ponavadi, ne zajemajo

tudi postranskega udejstvovanja. Prav pri poljedelski
panogi pa imamo tipične prehodne pojave delitve dela
(zlasti za prebivalstvo v predmestjih, pa za mlado in¬
dustrij o ;.in posebej rudarstvo), kjer se prebivalstvo
-poleg : svojega glavnega-poklica v precejšnji meri udej¬
stvuje, v kmetijstvu in .črpa (zlasti preko -od njih vzdrže
vanih oseb, t.j., preko žena-, otrok) dobršen dol zasluž¬
ka iz kmetijstva. . ■ , . .

c) Prednost kategorije poljedelskega 'prebivalstva napram
aktivnemu prebivalstvu pa je v tem, da še da statistič-

” no zanesljiveje zajeti', ker ne trpi na ncodrejenosti ak¬
tivnosti zlasti ženskega prebivalstva v kmetijstvu.

Naša metodologija popisa 1953 šteje k poljedelskemu pre¬
bivalstvu;

a) Prebivalstvo, ki svoj glavni poklic opravlja v polje¬
delstvu^

b) od njega vzdrževano prebivalstvo;

c) osebe iz panoge "izven dejavnosti% ki so vršile ne¬
ko od poljedelskih poklicev (osebe na odsluženju vo¬
jaškega roka, v bolnici, na odsluženju kazni ali v

~ zaporu).

32.3  Poklici

Pod poklicem  razumemo vrsto'dela odn. opravila,
ki ga gospodarsko aktivna oseba vrši (ali ga je vršila,če
je trenutno brez posla), ne glede' na panogo v kateri se go¬
spodarsko udejstvuje in ne glede ha položaj, ki ga v po¬
klicu ima. Mnogo poklicev najdemo v več panogah aktivnosti.
Mehaniki, šoferji, elektrotehniki, čistilke, pa daktilogra-
fi, računovodje itd so zaposleni v različnih, podjetjih, ne
glede na panogo, v kateri ta podjetja delujejo. So pa zo¬
pet nekateri, čeprav dosti redki poklici, ki se pojavljajo
praktično izključno v eni panogi. Poljedelec n,pr. je po¬
klic, ki bi ga vsaj v naših prilikah težko našli izven pa-

noge poljedelstva.

Za potrebe mednarodne primerjave priporoča Statistična ko¬
misija Združenih narodov, naj vsaka država v tej mori raz¬
členi' svojo lastno poklicno klasifikacijo, da bi se omogo¬
čilo prelitje podatkov iz domače klasifikacije na zadnjo
izdajo Mednarodne standardne, klasifikacije poklicev dSCO,
International Standard Classification of Occupations).

ISGO razčlenjuje celokupno aktivno prebivalstvo na devet
velikih poklicnih skupin (ki se jim priključuje še deseta
■za novo vzraslo in še nezaposleno delovno silo, ki jo še •
ni mogoče klasificirati po poklicu). Velike poklicne sku¬
pine so porazdeljene na okoli 7o manjših, in te zopet na
okoli 2oo elementarnih poklicnih skupin*

Jugoslovanska  klasifikacija poklicev je bila
izdelana posebej za potrebe popisa prebivalstva iz 1953.

V svojih desetih glavnih skupinah so prilično tesno naslan¬
ja na mednarodno standardno klasifikacijo.

Glavne skupine so porazdeljene na 64 skupin, .to pa zopet
na vrste.

Deset glavnih poklicnih .skupin izgloda tako-le:

0 nekvalificirani delavci

1 kmetje, poljedelci (ribarji, lovci, gozdni delavci)

2 rudarji

3- 4 industrijski .in obrtni delavci

5 prometno osebje

6 trgovinsko osebje

7 osebje zaščite in uslug (vojaške osebe, osebje civil¬
ne zaščite, ognjegasci, hišni uslužbenci, delavci,
pazniki, dimnikarji,'kuharji,'natakarji, kozmetičarji
in pod., spremljevalci itd.

8 administrativno in vodstveno osebje (člani predstav¬
niških teles, funkcionarji državne uprave, vodstveno
osebje ustanov in podjetij, uslužbenci (od stenoti-
pistin in telefonistov do upravnih referentov, knjigo¬
vodij, blagajničarjev itd.)

9 strokovnjaki in umetniki (fizičarji, kemiki, matemati¬
ki, inženirji in tehniki, biologi in agronomi; zdrav¬
stveno osebje (poleg zdravnikov tudi bolničarji, ba¬
bice, itd.) ekonomisti in pravniki, kulturno prosvet¬
ni delavci, politični delavci, duhovniki, umetniki in
športni delavci.

-52-

32.4  Socialna diferenciacija pre¬
bivalstva.

' ‘ v " ■ ; . - . ■ :  »* . '• *

Klasifikacija zgolj po panogah dejavnosti v kombinaciji s
poklicno klasifikacijo nam še ne kaže v dovoljni meri me¬
sto, ki ga ima delovni človek v sistemu družbene delitve
dela. Razlike v njegovem socialnem položaju, ki so deloma
ostanki starih razrednih oblik, ki so se še obdržale,de¬
loma pa že izraz nove družbene diferenciacije prebival¬
stva, se ne vp ošteva j o niti v klasifikaciji -po panogah, ni¬
ti v poklicni klasifikaciji. S te strani skuša izpolniti
praznino vsaj do neke mere takozvana klasifikacija po po¬
ložaju v poklicu in ona po gospodarskem sektorju.

a) Položaj v poklicu.

Mednarodna priporočila dajejo naslednjo klasifikacijsko

.shemo položaja v poklicu:

A. Delodajalec t.j.  oseba, ki vodi svojo lastno podjet¬
je, odn. izvaja samostalno neki poklic ter zaposluje
enega ali več uslužbencev.

B. Samostojen brez delavcev t.j.  oseba, ki pri svojem
delu ne zaposluje tujih delovnih moči, kot n.pr.kme¬
tovalec* čevljar, mizar, ki dela samo s člani svoje
družine.

C. Delavec ali uslužbenec, t.j.  oseba, ki je zaposlena pri
nekem javnem ali zasebnem delodajalcu in prejema za
svoje delo plačo v kakršnikoli obliki.

D. Družinski delavec (po naši terminologiji: pomagajoči
družinski član) t.j.  -oseba, ki dela določen minimum
(vsaj 1/3 normalnih delovnih ur) na posestvu, v delav¬
nici ali gospodarskem podjetju,  ki je last nekoga od
članov gospodinjstva ter prejema za svoje delo plačo
ali pa ne.

E. Član proizvajalne zadruge.

D. Osebe, ki jih ni mogoče klasificirati po položaju:
osebe, katerih položaj je neznan, in nezaposleni, ki
še niso bili popre je. zaposleni.

jugoslovanska klasifikacija po položaju v poklicu je

nekoliko bolj  razčlenjena, sicer se pa tesno naslanja na

mednarodno.

53

Namesto enotne mednarodne kategorije C loči posebej de¬
lavce in uslužbence ter izdvaja se vajence v posebno sa¬
mostojno kategorijo. Tudi vsebinsko ni bistvenih, razlik
med mednarodno in našo klasifikacijo z eno samo izjemo,
ki se tiče kategorije "pomagajočih družinskih članov",
kjer je naša metodologija popisa 1953  bila strožja, ker
je dvignila minimum od ene tretine na eno polovico nor¬
malnih delovnih ur in postavlja poleg tega kot pogoj,da
ta oseba ne prejema plačo v denarju.

b) Gospodarski sektor.

Ta klasifikacija se ne omenja v mednarodnih priporočilih,
je novost povojne naše statistične metodologije in naj do¬
polni sliko o socialnem stanju prebivalstva. V naši druž¬
bi poznamo štiri sektorje: splošno-družbeni, zadružni,
družbenih organizacij in zasebni.

Prav na iste štiri sektorje se grupira tudi naše prebi¬
valstvo (aktivno in ono z osebnimi dohodki, torej samo-
stalno) glede na to, v katerem sektorju vrši (odn. je
vršilo v času, ko je bilo aktivno) svojo dejavnost,

c) Sočio-prof e sionalna klasifikacija.

Doslej obravnavane štiri socialno-ekonomske klasifikaci¬
je prebivalstva (po dejavnostih, po poklicih, po položaju
v poklicu in po gospodarskem sektorju) dovoljujejo zelo
izčrpno analizo socialne razslojenosti našega prebival¬
stva. Pogoj za to je vendar, da se te klasifikacije medse¬
bojno kombinirajo, kar pa predstavlja s statističnega vi¬
dika izredno velik, a deloma tudi nepotreben napor. Če bi
kombinirali samo osnovne grupe omenjenih štirih klasifika¬
cij (11  skupin dejavnosti, lo skupin.poklicev, 7 skupin
po položaju v poklicu in 4  skupine po gospodarskem sektor¬
ju), bi dobili klasifikacijo z okoli 3000  skupin, kar je
že samo po sebi nepregledno, preobširno za publikacije in
za praktično uporabo, pri čemer se poleg toga javljaijo
kombinacije, ki so z analitičnega stališča nedvomno ne¬
pomembne. Blizu je zato misel, da se vnaprej sestavi po¬
sebna klasifikacija, ki kombinira' kriterije vseh gornjih
klasifikacij in izdvaja odn. oblikuje tiste skupine, ki
so analitično pomembne. Takšen -nov tip klasifikacije, ki
v svojih kriterijih kombinira na poseben način principe vseh
preje omenjenih klasifikacij, je dobil ime s o c i o -
prof esi onalna  klasifikacija. Pionirske ra¬
ziskave na tem področju so izvršili francoski statističar-
ji-

54

Kot ilustracijo takšne socioprofesionalne klasifikacije
dajemo klasifikacijo, ki je .bila uporabljena pri prvem
našem povojnem popisu iz 1948. Obsegala je naslednje
skupine:

Industrijsko-obrtni delavci, poljedelski delavci
gozdni delavci
transportni delavci

ostali delavci in. delavci v ri.barstvu

učenci v gospodarstvu

aktivni uslužbenci in nameščenci

poljedelci - člani kmetijskih delovnih zadrug

poljedelci brez zemlje

poljedelci s'poljedelskim posestvom

(podklasificirani na 2o podskupin po velikosti posestva).

ribarji 'in člani rib-arskih zadrug

ribarji - lastniki sredstev za ribolov

obrtniki brez najemne sile ali z enim vajencem

trgovci brez. najemne /sile ali z enim vajencem

trgovci z delavci ali z dvema vajencema

upokojenci uslužbenci, nameščenci in delavci

svobodni poklici

zasebniki

Osebe vzdrževane od države

neznano. , ' " -• - ■ .1 * ..

33. DRUŽBENE STRUKTURE

33*1 Urbano  (mestno) in r u r a 1 n o (pode¬
želsko prebivalstvo.,

Z ugotovitvijo števila urbanega in ruralnega prebival¬
stva in njunega odnosa napram celokupnemu prebivalstvu
pridemo- do najpogosteje uporabljenega kriterija za mer¬
jenje stopnje, ki jo je dosegel proces urbanizacijo v ne¬
ki deželi, S tem pa imamo prepotrebno izhodišče za ana¬
lizo značilnosti procesa Urbanizacije, za pojasnitev fak¬
torjev, ki ga determinirajo in posledic, ki jih zapušča.
Od tod velik pomen, ki ga ima ugotovitev urbanega in ru¬
ralnega prebivalstva in velika pozornost, ki se posveča
metodološkim vprašanjem, ki so s tem v zvezi.

'Ugotovitev urbanega odnosno ruralnega prebivalstva izgle-
da na prvi pogled zelo enostavna. Kot urbano prebivalstvo
šteje namreč prebivalstvo, ki živi v mestnih naseljih,

55

ruralno prebivalstvo pa jo ono, ki živi v nemestnih, ru¬
ralnih naseljih. Metodološka problematika se torej prene¬
se iz prebivalstva na naselja: določiti je treba, kate¬
ra naselja so mestna, katera nemestna.

Statistična praksa posameznih držav uporablja različne
kriterije, tako da je mednarodna primerjava v tem pogle¬
du izredno otežkočena. Do neke zadovoljive rešitve in do
neke enotnosti šo ni prišlo. 'Eni uporabljajo zgodo-
vinskopravni  kriterij, po katerem štejejo
za mesta tista naselja, ki so si v preteklosti pridobila
tkzv. tržne odn. mestne pravice ali pa ki uživajo pose¬
ben pravni status mesta. Po tem kriteriju se je določal
mestni značaj naselij v statistični metodologiji bivše
Jugoslavije (in mnogih drugih držav) in neki čas tudi še
po vojni. Drugi jemljejo kot osnovni kriterij za mestni zna¬
čaj naselja njegovo velikost,  pri čemer se zelo
pogosto uporablja številčna meja okoli 2ooo prebivalcev:
naselja z 2ooo in več prebivalci štejejo za mesta, nase¬
lja pod 2coo pa za nemestna naselja. Tretji polagajo vso
važnost na ekonomsko strukturo  pre¬
bivalstva naselja, četrti zOpet na gostoto ali
pa na kombinacijo več kriteri¬
jev.  Problem je v tem', da se postavi takšna statistič¬
na definicija, ki bo dovolj enostavna, da se bo lahko v
praksi enotno in brez prevelikih težav izvedla, da pa bo
pri tem zajela bistvene črte procesa urbanizacije. Izgle-
da, da bomo najbližje smotrni rešitvi, če bomo kombinira¬
li dva kriterija:  kriterij velikosti nase¬
lja s kriterijem prevladovanja nepoljedelskega prebival¬
stva. Sodobni proces urbanizacije namreč karakterizirata
predvsem dve osnovni Črti .. Gre na eni strani za proces
k o n c e n t r a c i je prebivalstva (točneje delovne
sile), to se pravi za proces migracije  aežela-
mesto; z druge strani pa. za istočasni proces deagrarizaci-
je poljedelskega prebivalstva, kar pomeni, za istočasno
prehajanje poljedelskega prebivalstva na nepoljedelske
aktivnosti. Prvi proces moremo statistično meriti z raz¬
lično velikostjo naselij, drugi proces pa z odstotkom ne¬
pol jedelskega prebivalstva. Kombinirano uporabo obeh kri¬
terijev bomo pri statističnih analizah izvedli najbolje
tako, da bomo razčlenili vsa naselja najpreje po velikosti
prebivalstva na primerne velikostne kategorije (najbolje
na standardne, ki je bilo o njih govora zgoraj pod toč¬
ko 231 ) v okviru vsake velikostne kategorije pa po veli-

56

kostnih skupinah odstotka nepoljedelskega prebivalstva.

Tako bomo prišli do kombinirane tabele naselij približno
tele oblike:

pod 2oo

2oo - - 499

5oo - 999

looo - 1999

2ooo - 4999

itd.

Študij takšne tabele nam bo predvsem odkril, da je pro¬
ces urbanizacije k o* n tinuelcn  proces in da
ni mogoče postaviti nekih čvrstih, enkratnih kriterijev
za urbani odn. ruralni značaj nekega naselja in reči:to
naselje je urbano, ono pa ruralno. Gre za celo skalo
prehodov, ki ima na eni strani nedvomno čisto ali pa vsaj
pretežno ruralna naselja (majhna po obsegu in.s skoro po¬
vsem poljedelskim prebivalstvom), preko vrste prehodnih
stopenj-, ko se naselje številčno veča' in se obenem tudi
po ekonomski strukturi svojega prebivalstva menja,dokler
ne prevladujejo tipične črte izrazitega urbanega naselja,
kot ga kažejo danes mnoga velika mesta s povsem neznat¬
nim odstotkom poljedelskega prebivalstva.

Seveda moremo vršiti takšne analize samo ob velikih popi-
,sih prebivalstva. Ce pa želimo spremljati razvoj mest iz
leta v leto, se moramo odločiti za neko ožjo, operativno
in čvrsto definicijo mesta, ki nam bo dovoljevala, da iz¬
beremo po njej določeno število "statističnih mest", za
katere bomo stalno- letno ali celo mesečno zbirali sta¬
tistične podatke.

Prav to je storila naša uradna- statistika, ki jo na osnovi
kombinacije omenjenih dveh kriterijev 'sestavila začasni spi¬
sek 26o "mestnih" naselij ter za njih organizirala poseb¬
no letno statistično službo, katere rezultate objavlja v
posebni seriji Statističnih biltenov pod naslovom "Kumunal-
hi fonaovi i službe".

Velikost
naseli j
(št.prebiv.)

pod 2o 2o-4o 4o-6o 6o-8o 8o in preko

Odstotek nepoljedelskega prebivalstva

vj

•4d

O O o
e ©

o

3£*ž£ D č* %.  .8 vi ^ in § t k @

Podatki o tujih državljanih so'pomembni predvsem s vidika
študija pravnega statusa in-pravic vseljencev. Ti namreč
ohranijo cesto določen čas še svoje prvotno državljanstvo,
dokler si ne pridohe novega. Pod določenimi pogoji pa lah¬
ko sploh ohranijo svoje 'staro državljanstvo. Z enega in
drugega vidika nam dajejo podatki o tujih državijanih,raz¬
členjeni zlasti po starosti, spolu, poklicu in stalnem
hivališču, potrebno 'osnovo za študij.

Nekih posebnih metodoloških problemov v zvezi z vprašanjem
o državljanstvu ni. Pri'nas ugotavljamo samo državljanstvo
FLRJ in državljanstvo tujih držav, ne pa posebnega notranje'
ga republiškega državljanstva.

33.3 1 g e  Up  ar a z  > a

Podatki o izobrazbi so pomembni neposredno kot taki za ugo¬
tovitev kulturnega nivoja prebivalstva, za planiranje in
organizacijo šolstva in kot sestavni del programov ekonom¬
skega in socialnega razvoja. Posredno, v kombinaciji z
drugimi demografskimi ter socialno ekonomskimi znaki pa
služijo za razne sociološke in ekonomske analize.

Nivo izobrazbe se v popisih prebivalstva skuša zajeti na
tri načine: a) s podatki o pismenosti; b) s podatki o
zaključeni šolski izobrazbi vsakega posameznika; c) s poji
datki o pohajanju šole v določenem času. Kateri načini
in koliko od njih se uporabljajo, zavisi od konkretnega
nivoja izobrazbe, ki je bil dosežen. Pri kulturno nerazvitf
tih deželah, kjer je nepismenost zelo razširjena, se po¬
vprašuje ponavadi samo po pismenosti; nasprotno se v dežen
lah, kjer jo praktično celotno prebivalstvo pismeno, vpran
šanje o pismenosti sploh ne vključuje v popise prebivalstf-f
va. Če je izobrazbeni nivo v prebivalstvu dosti neenakomeh
ren, bo najbolje vključevati v popise in ankete tako vpran
šanja o pismenosti kot o stopnji šolske izobrazbe. V predH
vojni Jugoslaviji so vsebovali popisi prebivalstva samo
vprašanje o pismenosti, v povojnih popisih pa se povprašuj-f
je tako po pismenosti kot po šolski izobrazbi.

a) V smislu priporočil Združenih narodov je definirana
pismenost kot sposobnost prebrati z razumevanjem in
obenem napisati kratko misel iz vsakdanjega življenja.

58

Oseba, ki zna samo brati, se šteje za nepismeno5prav
tako oseba, ki zna samo brati in napisati številke in
svoje ime. Podatki o pismenosti naj se zberejo za vse
osebe stare 15 in več let. Ne glede na spodnjo mejo
oseb, od katerih se izbirajo podatki o nepismenosti,
naj se po mednarodnih priporočilih pri tabeliranju
podatkov zaradi mednarodnih primerjav posebej izkaže¬
jo pismeni v starosti 15 in več let.

V naših popisih, prebivalstva 1921, 1931, in 1948 so
se ustvarjale tri skupine glede stopnje pismenosti:
nepismeni, polpismeni (samo bere, a ne piše) in pi¬
smeni, vendar so se pri obdelavi in računanju odstot¬
ka pismenosti polpismeni nasprotno mednarodnim pripo¬
ročilom prištevali k pismenim. Šele pri obdelavi po¬
pisa iz 1953 smo prešli v tem pogledu na mednarodno
prakso in prišteli polpismene k nepismenim.

Kar se tiče spodnje starostne meje, dovoljujejo kom¬
binirani podatki o pismenosti s starostjo vseh naših
popisov, da se izdvoje podatki o pismenosti za osebe
stare 15 in več let, z izjemo popisa iz 1921 pa omogo¬
čajo tudi študij pismenosti 1 ^ starostni skupini lo-
14 let (popis iz 1921 ima kot najnižjo starostno sku¬
pino nekoliko nenavadno skupino 6-11 let).

b)-Pri državah, ki so ekonomsko razvitejše, nepismenost
ne igra pomembnejše vloge, tako da si moremo pridobi¬
ti sliko o splošni kulturni ravni prebivalstva iz po-
- datkov 6 šolski izobrazbi. Glede na različne•šolske
sisteme-so mednarodne primerjave često prilično otež-
. kočene, zato so tudi v tem pogledu mednarodna pripo-
. ročila dosti obširna.

' Po mednarodnih priporočilih naj podatki o šolski izo--
brazbi pokažejo najvišjo stopnjo dovršene šolske izo¬
brazbe, ki si jo je oseba pridobila v rednem šolskem
izobražbenem sistemu države.

Za mednarodne primerjave se postavljajo štiri stopnje:
(1) predšolska, (2) osnovna šola, (3) srednja šola,

(4) visoka šola.

Pri osebah, ki so končale šolanje, naj se navedejo po¬
datki o dovršeni stopnji izobrazbe; pri osebah, ki se
še šolajo, se dado lahko podatki o zaključeni stopnji
izobrazbe ali pa o tisti stopnji, na kateri se ob popi-

59

su šolajo. Če se dado podatki o zaključeni stopnji
'izobrazbe za osebe, ki se še šolajo, je potrebno te
podatke kombinirati s starostjo, sicer postaja slika
o dejanski stopnji izobrazbe dvomljiva.

Mednarodna priporočila omenjajo tudi sintetični poka¬
zatelj stopnje izobrazbe,  namreč
število let, ki jih je prebila oseba na rednem šolan¬
ju.

Podatki o stopnji šolske izobrazbe so se zbirali pri
nas šele pri popisih po drugi svetovni vojni.

Popis 1948 je grupiral prebivalstvo po stopnji šolske
izobrazbe na pet skupin:

a) osebe brez' šolske izobrazbe

b) osebe z osnovno šolo

c) osebe z nižjo srednjo šolo

d) osebe z višjo srednjo šolo

e) osebe z visoko šolo

Ta poslednja skupina je bila podrobno.porazdeljena na
posamezne vrste visokih šol. .

Nesreča, je bila v. tem,' da so prve štiri skupine vsebo¬
vale tako osebe, ki so končale zadevno šolsko stopnjo,
kot osebe, ki so končale samo po kak razred te šolske
stopnje. Edino zadnja skupina je vključila samo osebe,
ki so povsem dovršile visokošolsko izobrazbo. Popis
1948 se je torej držal pri obdelavi podatkov koncepta
šolske stopnje, na kateri se oseba ob popisu šola,ne
pa šolske stopnje, ki jo je oseba dovršila (z izjemo
zadnje skupine).

Popis 1953 je prešel na drug, nov in mednarodno pripo¬
ročen koncept "dovršene šolske stopnje", zato tudi po¬
datki popisa 1953 niso primerljivi s podatki popisa
1948, razen zadnje skupine oseb, z visokošolsko izo¬
brazbo.

c)Podatki o pohajanju š : ole naj pokažejo za razliko o

podatkih o zaključeni šolski izobrazbi celokupnega pre¬
bivalstva, koliki del celokupnega, prebivalstva je v
trenutku popisa na šolanju in katere vrste šol obisku¬
je. Pri vprašanjih pod b) in c) gre za osvetljitev
procesa izobraževanja z dveh različnih vidikov.Podat-

6 o

ki pod k) naj nudijo trenutni končni rezultat izobraže¬
vanja in zajemajo celokupno prebivalstvo, podatki pod c)
pa zadevajo samo prebivalstvo, ki je ob popisu v proce¬
su rednega šolanja. Osebe, ki so' že dokončale določeno
stopnjo izobrazbe, ...a se ne : šolajo več., med podatke pod
c) niso vključene«

Naši- povojni popisi tega lahko bi dejali dinamičnega vidi¬
ka izobračevanja niso vpcštevali.

33.4 ' E t -n ične karakteristike in

vera'.."- • ’

Za ugotavljanje etnične pripadnosti prebivalstva se upo¬
rabljajo pri popisih prebivalstva in njihovi obdelavi izo¬
lirano ali pa v medsebojnih,kombinacijah različne ozna¬
ke koti narodnost, materni jezik, vera, rojstni kraj,ra¬
sa in podobno, 0 rojstnem kraju kot znaku, ki dovoljuje
predvsem analizo selitvenih gibanj, bo govora v poglav¬
ju o selitvah. Za ugotovitev narodnostne pripadnosti mo¬
re služiti rojstni kraj samo subsidiarno. 0 rasni pripad¬
nosti sprašujejo popisi samo nekih izvenevropskih držav,
kjer se kažejo družbeno nazadnjaške tendence rasne segre¬
gacije (ZDA,južna Afrika). Za ugotovitev etnične pripad¬
nosti ostajajo, predvsem trije znaki, ki bodo analizam
etničnih vprašanj najbolje služili v medsebojni kombina¬
ciji. To so vprašanja o narodnosti jeziku in veri.

a) Narodnost.

Vprašanje o narodnosti pri popisu 1921 sploh ni bilo po¬
stavljeno, pri popisu' 1931  pa je bilo postavljeno na na¬
čin, ki je jasno kazal narodnostno zatiralne težnje te¬
danjih oblastnikov. Kot odgovor na vprašanje o narodnos¬
ti se je smela vpisati samo "jugoslovenska" narodnost ali
pa neka tuja narodnost. Šele povojni popisi so dali pol¬
nega povdarka znaku "narodnost” in tako omogočili vse¬
stransko analizo narodnostnega sestava jugoslovanskih na¬
rodov kot tudi narodnostnih manjšin, ki prebivajo na po¬
dročju Jugoslavije.

Pri statističnem zajemanju narodnosti so se pojavile meto¬
dološke težave na tistih področjih in pri tistem delu pre¬
bivalstva, ki narodnostno ni jasno izdiferonciran. To ve¬
lja predvsem za muslimansko prebivalstvo, kjer se je na¬
rodnost kombinirala z vero in so se postavile naslednje

61

variante v odgovorili in tudi v tabeli ran ju podatkov:

Srb - musliman
Hrvat - musliman
neopredeljen - musliman

Pri popisu 1953 je lil postopek tabeliranja v toliko
spremenjen, da se je pri osebah, ki so istočasno označi¬
le narodnostno in versko pripadnost (n.pr. musliman-
Srb, musliman-Hrvat, Žid) vzela v poštev njihova naro¬
dnostna oznaka (v gornjem primeru je bila torej prva
oseba šteta za Srba, druga za Hrvata). Glede oseb, ki
pa sploh niso označile svoje narodnostne pripadnosti,
‘bilo da so označile samo versko pripadnost (muslimani
v BiH, doloma v Sandžaku, Črni gori, Makedoniji) ali pa
so označile neko pokrajinsko pripadnost (n.pr. Bokeljan,
Istran), pa je bilo potrebno ugotoviti, ali so po svo¬
jem etničnem poreklu Jugoslovani ali ne. Ce so bili Ju¬
goslovani, potem so se grupirali pod oznako "neoprede¬
ljen- jugoslovan", sieer pa pod oznako "narodnostno ne¬
opredeljen"). Pri osebah pod lo let starosti je bila
slično kot pri popisu 1948 merodajna izjava staršev odn,
skrbnikov. Vprav isti kriteriji so bili sprejeti v po¬
pis prebivalstva 1961.

b) Jezik.

Podatek o jeziku lahko pojmovno pomeni različne stvari.
Predvsem imamo lahko podatek o maternem  jezi¬
ku, to je jeziku, ki se je običajno govoril doma, v dru¬
žini osebe v njeni mladosti. Ni nujno, da oseba govori
ta jezik tudi ob popisu, Materni jezik, tako pojmovan,
je eno od najvažnejših objektivnih karakteristik pripad¬
nosti k določeni narodnosti povsod tam, kjer s popisom
ni postavljeno posebno neposredno vprašanje o narodnos¬
ti. Vprašanje je zelo pomembno v zvezi z ugotovitvijo
številčnega obstoja narodnih manjšin,

Namestu po maternem jeziku so neki popisi, ki so želeli
izmaličiti resnično sliko o obstoju narodnih manjšin,
postavljali vprašanje o pogovornem  jeziku,
misleč pri tem na jezik, ki ga oseba v svojem vsakdanjem
govoru najpogosteje uporablja. Razumljivo je, da pogo¬
vorni jezik ne more razkriti pravega številčnega odnosa
narodnih manjšin, posebej še, če obstoji nacionalno pre¬
ganjanje narodnih manjšin (primer iz nedavne prošlosti

62

glede slovenske narodne manjšine v Italiji in na Koroš¬
kem).

Povsem drugega značaja je vprašanje o navedbi jezikov,
enega ali več, ki jih je oseba vešča (bilo aktivno ali
■pasivno). Vprašanje ne osvetljuje manjšinske problemati¬
ke, ampak ima namen prikazati stopnjo in orientacijo
specifično jezikovne izobrazbe.

c) Odnos napram veri.

V popisih 1921 in 1931 je bilo postavljeno vprašanje o
pripadnosti določeni veroizpovedih Za osnovo je bil tako
vzet formalen odnos napram veroizpovestim, ne pa subjek¬
tivno versko prepričanje. Pri popisu 1953 je bil povda-
rek na subjektivnem verskem prepričanju, pri čemer se je
pri obdelavi podatkov skušalo v čim večji meri upošteva¬
ti., da obstoji vrsta prehodov od zavestne pripadnosti do¬
ločeni veri do zavestnega ateizma in pa da zaradi delikat¬
nosti vprašanje marsikdo sploh ni želel dati odgovora na
to .vprašanje. Zato so se odgovori grupirali na.sledeče
skupine %

brez odgovora
brez vere

neopredeljeni, indiferentni

pravoslavni

rimokatoliki

protestanti

ostali kristjani

pripadniki muslimanske verske skupnosti
Židje

ostali nekristjani
nepoznano.

Popis 1948 vprašanja o verski pripadnosti ni postavljal.

63

IV.

MERJENJE SMR.  TNOSTI PREBIVALSTVA
41 DEMOGRAFSKA MREŽA;

Kot uvod v razpravljanje o merah smrtnosti pa tudi fer-
tilnosti homo spoznali posebno grafično metodo, s katero
nazorno prikazujemo tokove  vitalnih procesov

(smrti, rojstva) in stanje  določenih demograf¬

skih pojavov ter njihove medsebojne odnose. Gre za tako-
zvano demografsko m režo,  ki nam zelo
olajšuje teoretični študij medsebojnih odnosov tokov in
stanja.

Osnova demografski mreži je pravokotni koordinatni si¬
stem, na katerem merimo na abscisni osi koledarski čas
(t) in na ordinatni osi starost (x) (Glej sliko 41.1).
Vzporednice k abscisni osi, narisane v enakomernih pre¬
sledkih, bodo predstavljale starostne črte,
navpičnice pa časovne črte.  Potegnimo še
iz presledkov časovne osi diagonale v kotu 45 stopinj na
abscisno os pa bomo dobili 'v njih generaci  j -
s k e č r t e . S tem je risba naše demografske mreže
končana.

Življenje vsakega prebivalca je v demografski mreži pred¬
postavljeno z njegovo življenjsko Črto,
ki ima svoje izhodišče v časovni točki njegovega rojst¬
va, t.j. v njegovi rojstni točki,  ležeči
na abscisni osi. Življenjska črta teče diagonalno (vzpo¬
redno z generacijskimi črtami) dokler se ne zaključi s
smrtno točko.  Koordinate smrtne točke ozna¬
čujejo koledarski čas smrti (abscisa) in starost ob smrti
(ordinata). Povsem analogno označuje pri rojstni točki
abscisa datum rojstva in ordinata starost ob rojstvu (to
je nič let).. Na sliki 41.1 je kot primer včrtana z de¬
belo črto življenjska črta osebe, ki se je rodila 1. ju¬
lija ISIS in umrla L aprila 192o v starosti enega leta in
devet mesecev.

64

Demografsko mrežo si moramo misliti napolnjeno z nešteto
življenjskimi črtami, ki potekajo vse diagonalno in so se¬
veda različne dolžine. Življenjske črte, ki potekajo v
diagonalnem pasu med dvema sosednima generacijskima črtama,
pripadajo isti generaciji,  pri čemer razume¬
mo pod generacijo skupino oseb, ki so bile rojene v istem'
časovnem razdobju. Namestu izraza generacija se uporablja
v anglo-amerikanski literaturi tudi izraz kohorta  .

Na podlagi takšne demografske mreže lahko zelo nazorno in
točno ponazorimo karakter in obseg različnih statistično
pomembnih celokupnosti, ki jih srečujemo pri demografskih
analizah. Nas bosta v zvezi z analizo merjenja smrtnosti
zanimali predvsem dve kategoriji celokupnosti, namreč ce¬
lokupnosti živih in celokupnos¬
ti umrlih.

Poglejmo si najpreje celokupnosti živih. V demografiji po¬
znamo dve vrsti celokupnosti živih? celokupnost živih I vr¬
ste in celokupnost živih II vrste.

Celokupnost živih I vrste sestoji iz vseh oseb, ki so se
rodile v določenem Časovnem intervalu tp do t2 (recimo v
tem in tem koledarskem.letu, pripadajo tedaj isti genera¬
ciji) in so dočakale starost  x let. Na
demografsKi mreži bo ta celokupnost odgovarjala številu
življenjskih črt, ki imajo svoj izvor v razdelku tp do
na abscisi in ki so dosegle starostno črto x. Vzemimo kot
konkretni primer takšne celokupnosti živih prvo vrste ce¬
lokupnost oseb, ki so se rodile v letu 1919 in so dožive¬
le tretje leto starosti. To število bomo dobili, če bomo
prešteli število življenjskih črt, ki so dosegle odnosno
presekale segment A33 na naši demografski mreži. Frekvenco
te celokupnosti bomo izrazili enostavno s simbolom (AB).

Celokupnost živih II vrste sestoji iz oseb, ki so se prav-
tako rodile v določenem časovnem intervalu tp do tp, ki pa
so dočakale koledarski trenu tekt.V
demografski mreži bodo predstavljene s številom življenj¬
skih črt iste generacije, ki zadevajo odn. prečkajo dolo¬
čeno časovno  črto. Če vzamemo na naši demografski mreži
isto generacijo' živorojenih v letu 1919, potem bo celokup-

65

nost II vrste n.pr. predstavljalo število njihovih, ži¬
vljenjskih črt, ki hodo dosegle časovno črto, potegnje¬
no iz 1.1/1926 s šlo ho torej za število oseh, rojenih
v letu 1919 , ki so dočakale 1 . januar 1926  leta. Njiho¬
vo frekvenco homo izrazili s (CD). Naj takoj povdarimo,
da nam je ta podatek znan iz popisa, ki hi ga izvršili
na dan 1.1.1926, ter odgovarja številu tedaj popisanega
prebivalstva starega od 6 do 7  let.

Pri kategoriji umrlih imamo kar tri celokupnosti. Celo¬
kupnost umrlih I vrste predstavljajo osehe, ki so.se ro¬
dile v intervalu tp do 13 ter umrle v starosti od xp do
X2 let« Na demografski mreži hodo predstavljene s šte¬
vilom smrtnih točk, ležečih na površini kateregakoli pa¬
ralelograma, ki ga razmejujeta dve bližnji generacijski
črti in dve bližnji starostni črti. Vzemimo našo znano
generacijo oseh, rojenih v letu 1919 . Primer takšne celo¬
kupnosti umrlih I. vrste pri tej generaciji hodo pred¬
stavljale tiste osehe iz te generacije, ki so umrle v
starosti od 4  do 5  let. Predstavili jih homo grafično
s paralelogramom SFGH, in numerično s simbolom (EFGH).

Celokupnost umrlih II.vrste predstavljajo osehe, ki so
se rodile v intervalu tp do t2 in umrle v teku določe¬
nega koledarskega razdobja.

V naši demografski mreži predstavlja primer te celokup¬
nosti frekvenca smrtnih točk v paralelogramu IJKL. Gre
za osehe, iz generacije 1922, ki so umrle v letu 1925.

Na kraju imamo še celokupnost umrlih III. vrste. Vanjo
spadajo osehe, ki so umrle v določenem koledarskem raz¬
dobju tp do t2 v starosti od x do xp let. Takšen primer
predstavljajo osehe, umrle leta 1922 v starosti 1-2 let;
v demografski mreži so prikazane s številom smrtnih točk
v kvadratu MNOP. To so obenem običajni podatki o umrlih,
ki jih daje letno statistična služba. Prav na tem prime¬
ru vidimo, da je ta celokupnost umrlih III.vrste z vidi¬
ka enotnosti generacij  raznorodna;
vanjo spadajo osehe, ki pripadajo dvema generacijama, ge¬
neraciji oseh, rojenih leta 192o in generaciji oseh roje¬
nih leta 1921.

Podobne nehomogenosti, čeprav z drugega vidika, lahko od¬
krijemo tudi pri celokupnostih umrlih I. in II. vrste.Ce¬
lokupnost umrlih I. vrste sicer pripada vsa osebam, ki so
se rodile v istem koledarskem letu in so umrle v istem
letu starosti, vendar se je njihova smrt dogodila v

66

Sl.41*1 Demografska mreža.

67

dveh različnih koledarskih 1 e -
t i h . In če se vrnemo še na celokupnosti umrlih II. vrste
komo ugotovili, da so .homogene z vidika generacije in kole¬
darskega leta smrti (gre za oseke, ki so se rodile v istem
letu in umrle vse tekom istega koledarskega leta)., so pa-
nehomogene v pogledu starosti; zajemajo dva staro¬
stna letnika.

Da ki imeli pred seboj celokupnosti umrlih, ki so iz vseh
treh vidikov homogene, moramo preiti še na manjše celokup¬
nosti umrlih in sicer na tiste, ki so grafično predstavlje¬
ne s točkami v okviru enega od trikotnikov v mreži. V vsa¬
kem takem trikotniku gre za celokupnost osek, ki so kile
rojene v istem letu, umrle v istem letu starosti, ter kate¬
rih smrt so je dogodila v istem koledarskem letu. Takšne
celokupnosti umrlih imenujemo elementarne ce
1 okupnosti  , kjer še ločimo gornje in spodnje
elementarne celokupnosti umrlih glede na to, ali so pred¬
stavljene s trikotnikom, ki leži nad hipotenuzo ali pa
pod njo.

Po teh uvodnih razmotrivahjih preidimo sedaj na vprašanje
merjenja smrtnosti prebivalstva.

42. SPLOŠNE IN SPECIFIČNE MERE SMRTNOSTI.

42.1 Splošna m.era  smrtnosti.

Najenostavnejša mera smrtnosti, ki se pogosto uporablja
in služi prav dobro za prvo orientacijo, je splošna
ali surova mera smrtnosti  (crude
death rate). Dobimo jo, če delimo število umrlih osek v
enem letu s srednjim številom prebivalstva v tem letu. Če
označimo z M število umrlih v danem koledarskem letu in
s P srednjo število prebivalstva v tem letu, dobimo za
splošno mero smrtnosti (m) izraz;

Rezultat pomnq,žimo ponavadi s looo, se pravi, da nam sploš¬
na mera smrtnosti pove, koliko ljudi umrje povprečno v le¬
tu na tisoč prokiva-lcev. Koeficienta looo v spodnjih formu¬
lah ne komo posebej pisali.

Poglejmo,- kaj predstavlja M in kaj P.

M je absolutno število umrlih v koledarskem letu. Podatek
nam daje vsako leto služba vitalne statistike.

t  . ■ ' - '

P je srednje število prebivalstva v letu. Teoretsko pra¬
vilno bi bilo sicer, da bi vzeli število preživelih let
opazovanega prebivalstva v teku koledarskega leta. Da bi
ugotovili to število, bi morali poznati številčno stanje
prebivalstva vsakega dne (pravzaprav, v vsakem trenutku),
kar pa je praktično neizvedljivo. Zato vzamemo kot pribli¬
žek povprečje po stanju na začetek in na kraj leta ali
(kar je isto) stanje v sredini leta (tJj. na dan 1. juli¬
ja) kakršno bi bilo pod predpostavko, da bi se prebivalst¬
vo v teku leta enakomerno večalo ali manjšalo.

Splošna mora smrtnosti je kot vsi podobni količniki v re¬
snici ponderirana aritmetična sredina mer smrtnosti posa¬
meznih skupin prebivalstva, na katere si z raznih vidikov
lahko zamislimo, da je prebivalstvo porazdeljeno:

VMi

^ _ M _ Mi +  M 2  +- = 2Jt  Pi _ Imi Pi

p  ?! + +- £Pi ' TI Pi

To pa pomeni dvoje:

Najpreje, da ima kot vsaka sredina svojo spoznavno vred¬
nost samb, če je dovolj homogenega, to se pravi, da razli¬
ke med posameznimi grupnimi sredinami, ki jo iz njih se¬
stavljena, niso prevelike. Zatem pa, da njena vrednost za-
visi ne le od-grupnih sredin smrtnosti, ampak tudi od
ponderacije. Na to moramo paziti, kadar primerjamo več
splošnih smrtnosti. Morebitne razlike med njimi so lahko
tako izraz razlik v smrtnosti grupnih sredin, lahko pa tu¬
di le posledica razlik v ponderaciji. Vsi vemo, da je
smrtnost starih' oseb vselej dosti višja od smrtnosti mla¬
dine. Če bomo primerjali recimo dve prebivalstvi, kjer pri
enem prevladujejo stare osebe, pri drugem pa mlade osebe,
potem bo splošna smrtnost prebivalstva, pri katerem je mno¬
go starih ljudi, višja od splošne smrtnosti mladega prebi¬
valstva tudi v primeru, da so smrtnosti po starostnih sku¬
pinah pri obeh prebivalstvih povsem iste, in to zaradi
različne starostne sestave obeh prebivalstev. Nižje pod.
točkama 4 in 5 bomo spoznali metode, kako lahko računsko
eliminiramo vplive razlik v strukturi na višino sintetične¬
ga pokazatelja smrtnosti.

69

Primer. V tabeli 42,1 so dani (po Bojarskem:

Kurs demografičeskoj statistiki, str. 49) podatki o smrt¬
nosti. dveh prebivalstvenih .skupin,, namreč podatki o smrt¬
nosti duhovništva in črkostavcev. Kljub temu, da je smrt¬
nost črkostavcev v vsaki starostni skupini občutno višja
od smrtnosti duhovništva, izpade vendar, da je splošna
smrtnost črkostavcev še enkrat nižja od smrtnosti duhov¬
ništva. Bistvene razlike v starostni struk¬
turi  med obema prebivalstvenima skupinama očitno
povsem 'deformirajo splošno moro smrtnosti kot uporabljivo
merilo primerjave smrtnosti med obema skupinama.

TABELA 42.1 SMRTNOST DUHOVNIŠTVA IN ČRKOSTAVCEV.

Da bi' se izognili v čim večji meri morebitnim slučajnim
vplivom, računamo cesto splošno mero smrtnosti ne na pod¬
lagi podatkov enega samega leta, ampak kot letni povpre-
ček daljšega koledarskega razdobja. Mislimo si,, da smo
vzeli za osnovo izračuna splošne mere smrtnosti podatke
o umrlih in .podatke o stanju prebivalstva v razdobju
treh  let. letni povpreček lahko računamo na dva na¬
čina, ali po metodi prostega  pdvprečka ali pa
po metodi p., onderi ranega  povprečka.

Izhodišče so nam v obeh primerih splošne mere smrtnosti
za vsako od treh let: ml, m2 ih 1113" (indeksi označujejo
prvo, drugo odn. tretje leto) s,- ’

7o

Po drugi metodi pa dobimo, jemajoč kot ponderacijo pov¬
prečna 1'etna stanja prebivalstva:

mj P^_ + + m 3  P 3  Mj_ + Mg + M 3

m’ ’  = ------- = ---

Pl + p 2-+ p 3 ' ' P 1 + p 2 + p 3

Pri tej metodi izračunamo■povprečno letno mero smrtnos¬
ti torej najhitreje, tako, da delimo v s o t o števi¬
la umrlih v treh letih z vsoto  vseh treh srednjih
stanj prebivalstva.

42.3  Mesečne mere smrtnosti.

Če' želimo spreml jati spremembe v smrtnosti po mesecih
(recimo zato j da bi odkrili morebitne mesečne sezonske
fluktuacije smrtnosti), potem bomo najpreje izračunali
povsem analogno kot pri splošni letni meri smrtnosti za
vsak mesec mesečno splošno mero smrtnosti, daleč števi¬
lo -umrlih v teku meseca s srednjim stanjem prebivalstva
v tem mesecu.

Vendar mesečnih mer smrtnosti ne izrazimo ponavadi v
tej obliki, ampak jih preračunamo na letne  mere
smrtnosti' s tem, da jih pomnožimo s 365 /n, pri čemer po¬
meni "n” število dni danega meseca. Tako izračunana let¬
na mera smrtnosti nam pove, koliko ljudi bi -umrlo na le¬
to na tisoč prebivalcev, če bi vse leto umirali z isto
intenzivnostjo, kot so umirali v danem mesecu. t

42.4 Specifične mere smrtnosti

Specifične mere smrtnosti imenujemo mere smrtnosti, ki
se nanašajo ne na celokupno prebivalstvo, ampak na nek

71

določen "specifični" del prebivalstva. Račun je povsem
analogen onemu pri ugotavljanju splošne mere smrtnosti,
le da se nanašata tako števec kot imenovalec na ustrezne
"specifične" skupine prebivalstva. Tako bomo ugotovili
specifično mero moške smrtnosti kot odnos števila umrlih
moških v danem letu napram srednjemu številu moških v tem
letu, specifično smrtnost vdovelih žensk bo enaka ulom¬
ku iz števila umrlih vdov v teku leta napram srednjemu
številu vdov v istem koledarskem letu itd. Če govorimo o
specifičnih merah smrtnosti zato ni dovolj, da rečemo,
da so to specifične mere smrtnosti, ampak moramo poveda¬
ti, za katero "specifičnost" gre: tako imamo spolno-
specifične mere smrtnosti, poklicno-specifične mere smrt¬
nosti, starostno specifične mere smrtnosti itd.

42.5 Starostno specifične mere
smrtnosti.

Med specifičnimi merami smrtnosti igrajo starost  —
n o- specifične mere smrtnosti prav posebno vlogo. To je v zve¬
zi z vplivom, ki ga ima faktor starosti na smrtnost. Ta
vpliv je zdaleka močnejši, kot vpliv kateregakoli druge¬
ga faktorja. Izredno visoka smrtnost v prvih dnevih, ted¬
nih in mesecih življenja naglo pada in doseže v mladih
letih najnižje stanje, se v zrelih letih prav počasi, še
vedno na zelo nizkem nivoju, polagoma veča, dokler se oko¬
li 5 o do 60  leta ne začenja strmo dvigati ter doseže svo¬
jo drugo kulminacijo v visoki starosti.

Študiju vpliva starosti na smrtnost se zato posveča zelo
velika pozornost. V naslednjih paragrafih bomo spoznali
vrsto metod, ki so bile posebej izoblikovane, da prikaže¬
jo smrtnost kot funkcijo starosti v čim jasnejši luči. Te
metode imajo poleg tega drugo važno nalogo, da namreč
omogočajo eliminiranje  vpliva faktorja sta¬
rosti na smrtnost, kar postaja nujno, če želimo proučeva¬
ti vplive drugih družbeno nič manj pomembnih faktorjev na
smrtnost (kot n.pr. faktor poklica, socialnega položaja,
stopnje izobrazbe itd.)*- Dokler nismo uspeli na ta ali
oni način izločiti vpliv starosti na smrtnost, nismo ni¬
koli gotovi, ali gre razlika v smrtnosti, ki jo opazuje¬
mo pri dveh prebivalstvih, na račun določenega tretjega
faktorja, -katerega vpliv na smrtnost proučujemo, ali pa
je le posledica motečih razlik v starostni strukturi obeh

72

prebivalstev (kot v primeru tab. 42.1).

Pri izračunavanju vpliva starosti na smrtnost s pomočjo
starostnospecifičnih mer smrtnosti grupiramo prebivalstvo
po navadi v petletne starostne skupine z izjemo najnižje
starostne skupine, kjer se izdvaja smrtnost dojenčkov od
smrtnosti otrok od 1-4 let. Prav tako se izdvaja smrtnost
oseb v najvišji starosti, kjer se vse osebe starejše od
65 ali 7o let strnejo v eno skupino.

Starostno specifične mere smrtnosti za vse skupine z izje
mo dojenčkov se računajo po metodi, ki je bila že popreje
pojasnjena; jemlje se odnos med številom umrlih oseb v
dani starostni skupini in med srednjim številom prebival¬
stva v tej starostni skupini.

Ce imamo pred seboj našo demografsko mrežo in če predpo¬
stavljamo, da računamo starostno specifične smrtnosti na
podlagi podatkov za leto 1922, potem bo recimo starostno
specifična smrtnost za starostni interval od 1 do 2 let
enaka razmerju celokupnosti umrlih tretje vrste MNOP in
povprečku celokupnosti živih druge vrste IvlP in NO.

Primer;

V tabeli 42.1 se nahajajo v stolpcih 5 in 9 za vsako sta¬
rostno skupino starostno-specifične smrtnosti. Izračunane
so tako, da je število umrlih dane vrstice deljeno s šte¬
vilom prebivalstva iste vrstice. Število prebivalstva P’
in P’’ je vzeto kot srednje število prebivalstva v letu,
na katerega se nanaša celotno opazovanje tega primera.

Edino smrtnost dojenčkov se računa po posebnih, dosti po¬
drobneje izdelanih metodah, ki jih bomo spoznali v na¬
slednjem paragrafu.

3. MERJENJE SMRTNOSTI DOJENČKOV

Pod smrtnostjo dojenčkov razumemo smrtnost otrok v prvem
letu starosti. Smrtnost v tej rani življenjski dobi za¬
služi posebno pozornost, ker je izjemno visoka in močno
zavisi od splošnih zdravstvenih in življenjskih razmer,ki
vladajo v neki deželi; zato se jemlje kot splošni in ob¬
čutljivi indikator zdravstvenih prilik in kot eden po¬
membnih pokazateljev življenjskega nivoa posameznih de¬
žel .

73

V metodološkem pogledu se za merjenje smrtnosti dojenčkov
uporablja poseben postopek, različen od onega, ki smo ga
spoznali pri ugotavljanju starostno-specifionih, mer smrt¬
nosti. Števila-otrok, ki so umrli od rojstva do prvega
leta starosti v nekem koledarskem letu, ne delimo s sred¬
njim številom otrok v prvem letu starosti - ta slednji
podatek je težko oceniti, ker se smrtnost otrok v prvem
letu starosti zelo. naglo spreminja - ampak s številom
živorojenih otrok v tem letu. Do obeh podatkov, do šte¬
vila umrlih dojenčkov in do števila živorojenih otrok v
danem koledarskem letu, pridemo relativno lahko; daje
nam jih tekoča vitalna statistika za vsako leto in celo
za krajše intervale 7  letu.

Vendar se je treba zavedati, da je tako izračunana smrt-
nostna mera dojenčkov mera mešanega  tipa in z
metodološkega vidika nehomogena  . Otroci, ki
so v danem koledarskem letu umrli v prvem letu starosti,
namreč ne izhajajo vsi iz živih rojstev, ki so se dogo¬
dila v tem istem  koledarskem letu; samo en del
teh smrti se nanaša na rojstva istega koledarskega leta,
drugi del pa pripada otrokom, ki so se rodili leto po- „
preje.

Grafično si ponazorimo odnose med umrlimi dojenčki in u-
streznimi generacijami živorojenih na sliki 43.1, ki ni
nič drugega kot majhen izsek iz demografske mreže, ome¬
jen na starostni pas od 0 do 1 leta starosti.

Abscisa predstavlja kot že vemo koledarski čas, ordinata
pa starost. Življenje vsakega živorojenega otroka pred¬
stavlja življenjska črta, ki začenja v neki točki na
abscisni osi ter poteka diagonalno na abscisno os v kotu
45 stopinj. Na sliki imamo na abscisni osi očrtana šti¬
ri enoletna koledarska razdobja. Število živorojenih v
vsakem od teh treh koledarskih let bomo označili z
Np, N 2 , Np in N 4  ter odgovarja številu življenjskih
črt, ki izvirajo vsaka iz svoje točke na ustreznem raz¬
delku abscisne osi.

Življenjske črte otrok, ki so umrli v teku prvega leta
starosti, se prekinejo nekje v horizontalnem pasu, ki
teče na sliki’ z leve na desno in ga omejujeta abscisna
os ter starostna črta, ki poteka iz ordinate v prvem le¬
tu starosti. Smrtne točke, v katerih se življenjske črte
prekinjajo, označujejo s svojimi koordinatami koledarski
čas, ko je smrt nastopila (abscise), ter starost, ki jo

74

je doživel otrok v trenutku, ko je umrl (ordinate).

Vse smrti dojenčkov, ki so se dogodile v štirih, na
sliki označenih koledarskih letih, hodo torej pred¬
stavljale roj točk v prostoru, ki ga v sliki očrtuje¬
jo štiri kvadrati.

Starost

Sl. 43*1

Izsek iz demografske mreže za prvo leto

s earostio

Število smrtnih točk v okviru vsakega trikotnika, t.j.
v okviru vsake elementarne celokupnosti umrlih, homo o-
značili s črko M, ki ji homo obesili dva subindeksa:
prvi subindeks bo označeval generacijo živorojenih, iz
katere smrti izvirajo, drugi subindeks pa koledarsko le¬
to, v katerem se je smrt dogodila. Tako bo pomenil n.
pr. M23 število dojenčkov, ki so se rodili v drugem le¬
tu in umrli v tretjem letu, ali pa M22 število dojenčkov,
ki so se rodili v drugem letu in v istem letu umrli.

S temi označbami lahko sedaj zelo jasno prikažemo odnose
med umrlimi in- živorojenimi, ki jih'uporabljamo pri raz¬
ličnih odtenkih merjenja smrtnosti dojenčkov.

Naša mera smrtnosti dojenčkov, ki smo o njej govorili
takoj na začetku tega paragrafa, odgovarja odnosom:

hi 2  ^22

za drugo leto: m’ (2) = —--

0  T\T

n 2

75

za tretje leto; m’ Q  (3) =

M23 + M33

N:

za četrto leto; m’,-, ( 4 ) =

M34 + M 3 £,

N/

Iz slike ter iz enačb indeksov v gornjih formulah, vidimo
takoj, da gre za nehomogene  mere smrtnosti,saj
smrti iz števca (glej prvi subindeks) ne odgovarjajo v
celoti tisti kohorti živorojenih, ki se nahaja v imenoval¬
cu ulomka.

Če želimo odpraviti to nehomogenost, potem moramo vzeti
odnose naslednjega tipa; (ki jih bomo označevali s simbo-
lom q 0 )

lo C 1 ) =

Ml 2 + Mn
. Ni

<lo (2) =

M23 +.M22

N 2

itd.

Te odnose imenujemo verjetnosti smrti dojenčkov; oni ozna¬
čujejo, koliko od otrok, ki so bili živorojeni v določenem
koledarskem letu, je umrlo v teku prvega leta starosti.
Vse-  smrti iz števca izvirajo
iz iste kohorte živorojenih  o -
t r o k ,

Pravkar označene verjetnosti 'smrti dojenčkov so sicer v
metodološkem pogledu čiste, imajo pa to slabost, da ne
odražajo smrtnosti določenega koledarskega
leta  in s tem vplivov, ki so delovali v tem koledar¬
skem letu, ampak mešajo vplive dveh zaporednih koledarskih
let. Da bi dobili smrtnostne mere, ki bi bile na eni stra¬
ni z metodološkega vidika čiste, homogene, z druge strani
pa bi združevale smrtne dogodke, ki so se dogodili v
istem koledarskem letu, sta dve poti;

76

a) ali prilagodimo števec karakteiju. imenovalca, ali

pa ...

b) da prilagodimo imenovalec karakterju števca.

a) V prvem primeru pridemo do mer naslednjega tipa smrt-

za umrle v drugem letu ali pa

za umrle v tretjem letu, itd.

Ker pa ponavadi ne vemo, koliki del smrti določenega ko¬
ledarskega leta pripada rojstvom prejšnjega leta in ko¬
liki del rojstvom istega leta, uporabimo kot aproksima-
cijo empirično dobljen faktor 0,30  (tkzv. separacijski
faktor; nekateri uporabljajo tudi vrednost 0,25), raču¬
najoč, da odpade od dojciičkov, umrlih v danem koledar¬
skem letu, približno 3<V na dojenčke, ki so se rodili v
prejšnjem letu, in okoli na dojenčke, ki so se rodi¬
li v istem koledarskem letu (ker je umrljivost v prvih
dneh in tednih življenja izredno visoka). Pisano v naših
simbolih to pomeni, da je separacijski faktor f enak

Mi 2

f = -~ 0,30  (ali 0 , 25 )

M12+M22

Za mero smrtnosti dojenčkov tipa (a) dobimo torej aproksi—
mativno vrednost če pišemo;

f (M 12  + M 22 ) . (1-f ) (M12 + M 22 )

-f ^ 1  ,r - r l -n-« 

1^1 N 2

ali krajše, če pišemo za vsoto M 12  + M 22  = M 2

77

f M 2  (l-f)M 2

" + . " ■■■' -

N 1 n 2

Vsota Mi2 + N,22  • predstavlja celokupnost umrlih tretje
vrste, t.j. celokupno število umrlih dojenčkov v dolo¬
čenem koledarskem letu, podatek, ki nam ga daje vitalna
statistika vsako leto.

h) V drugem primeru merimo smrtnost dojenčkov s pokaza¬
teljem naslednjega tipa:

m 12  + m 22  ^
fNj_ + ( 1 -f )N 2  x

za umrle v drugem letu, ali pa

M23 + M^3
fN 2  + (l-f)N 3

za umrle v tretjem koledarskem letu, itd.

f %

Metodološki izboljšavi merjenja smrtnosti dojenčkov,pri¬
kazani v formulah (a) in (h), ima smisla uporabljati sa¬
mo v primeru, če so osnovni podatki o živorojenih in
umrlih zelo zanesljivi in če razpolagamo z dobro aproksi—
fmacijo separacijskega faktorja. Ce ta pogoja nista poda¬
na, potem bo bolj smotrno uporabljati osnovno in za ra¬
čunanje enostavno mero smrtnosti dojenčkov, čeprav metodo¬
loški ni povsem čista, namreč odnos dojenčkov, ki so u-
mrli v danem koledarskem letu, napram številu živorojenih v
istem  letu.

V kolikor nam ni do merjenja sprememb v smrtnosti dojen¬
čkov iz leta v leto,  ampak želimo priti le
do nekega reprezentativnega nivoja smrtnosti dojenčkov
za daljše razdobje, bo povsem zadostovalo, če bomo celo¬
kupno število umrlih dojenčkov v tem daljšem razdobju de¬
lili s celokupnim številom živorojenih v istem  raz¬
dobju. Metodološka "nečistost", ki jo bomo pri tem za¬
grešili, bo relativno majhna. Grafično lahko to uvidimo
prav nazorno iz naše slike, če predpostavimo, da bi že-

78

leli računati povprečno smrtnost dojenčkov za celotno šti¬
riletno razdobje. Če uporabimo enostavni postopek, po ka¬
terem delimo vsoto umrlih dojenčkov v teh štirih letih z
vsoto živorojenih v istih štirih, se to pravi, da smo, upo¬
rabljajoč naše označbe, vzeli tale odnos:

Mol + Mpp+Mp 2 +M22 +^2  3 +M33 +M34. +M44
El + N2 + N^ + N 4

Če bi se naslonili na metodološko čistejši postopek in bi
recimo izbrali njegovo varianto (a), potem bi morali vze¬
ti za izračun mere smrtnosti dojenčkov naslednji odnos

Mn +Mi 2 +Mp 2 +Mp 3 + -^3 3  + ^34  +M44 +M4 5

Ni + N2 +  N3 + N4

Dočim je imenovalec v obeh primerih isti, je razlika v
števcu,kjer smo v drugi formuli namesto Mol vzeli M 45 .

Ta razlika v odnosu napram celokupni številčni vrednosti
števca bo vsekakor majhna in ne bo bistveno vplivala na
končni rezultat.

44. STANDARDIZIRANE MERE SMRTNOSTI.

Primerjava specifičnih mer- smrtnosti po istooznačenih
skupinah dveh (ali več) prebivalstev nam omogoča, da oce¬
nimo za vsako skupino posebej, katero prebivalstvo ima
višjo odn. nižjo smrtnost. Vpliv razlik v strukturi, ki
nam pri primerjavi splošnih mer smrtnosti zamegle pravo
stanje, je pri takšni podrobni primerjavi po skupinah iz¬
ločen.

Vrnimo se na primer k tabeli 42.1, kjer imamo v petem in
devetem stolpcu starostno-specifične mere smrtnosti. Med¬
sebojna primerjava nam razkrije, da je smrtnost črkostav-
cev v vsaki starostni skupini višja od smrtnosti duhovništva,
iz česar moremo brez dvoma sklepati, da je na splošno
smrtnost črkostavcev višja od one duhovništva. Situacija
vendar ne bo v vseh primerih tako enostavna in nedvoumna:
prav pogosto bo smrtnost v nekih starostnih skupinah pri
enem prebivalstvu višja, v drugih starostnih skupinah pa
nižja od smrtnosti drugega prebivalstva (da ostanemo na

'79

primeru  starostno  ;  specifičnih mer smrtnosti;
podobno velja za katerikoli druge specifične mere smrt¬
nosti). Kako naj si v takšnih primerih napravimo sploš¬
no sodbo o višini ...smrtnosti pri enem ali . drugem prebi¬
valstvu? To kar očitno želitfi<|?'je, da bi uspeli na... nek
način strniti vse specifične skupinske.mere smrtnosti
v en sam pokazatelj, ki pa nanj ne bi vplivale razlike
v strukturah dveh ali več prebivalstev na smrtnost.Sn
takšen način, kako to dosežemo, je metoda stan¬
dardizacije mer smrtnosti  - gre
za metodo, ki se tudi sicer zlasti v ekonomskih stati¬
stikah široko uporablja pri indeksih cen in indeksih
fizičnega obsega proizvodnje.

Bistvo metode standardiziranih mer smrtnosti je v tem,
da izločimo moteči vpliv starostne (ali bilo katere dru¬
ge) strukture na mero smrthosti na ta način, da predpo¬
stavljamo, da so starostne strukture pri prebivalstvih,
katerih smrtnost.želimo medsebojno primerjati, ena¬
ke, ne sprem-en  'j  ene , s talne  . Kate-no,
starost no strukturo bomo izbrali za stalno t.ii«  za  .
standardn o., zavisi-- od konkretnega primera.  Je to lahko .
starostna struktura■enega od obeh prebivalstev, ki jih
primerjamo, lahko tudi njuna povprečna starostna,struktu-
ta ali pa starostna struktura nekega tretjega prebi¬
valstva, ki jo vzamemo za standardno.

Če smo se odločili za določeno standardno starostno
strukturo, potem je stvar preprosta. Na to standardno
starostno strukturo uporabimo najpreje specifične mere
smrtnosti, ki veljajo za prvo prebivalstvo, zatem pa
specifične mere smrtnosti, ki veljajo-za drugo prebival¬
stvo. Na ta način izračunamo, koliko ljudi bi umrlo v
vsaki staros-tni  skupini  stan¬
dardnega prebivalstva, če bi umirali po režimu smrtnos¬
ti, ki vlada v prvem odn. v drugem prebivalstvu. Če se¬
štejemo v obeh primerih tako dobljena števila umrlih
ljudi, dobimo totalno število umrlih v enem in v drugem
primeru, kar lahko še izrazimo v promilih skupnega šte¬
vila prebivalstva. Primerjava obeh totalov odn.koefici¬
entov nam bo jasno odgovorila na vprašanja, katero pre¬
bivalstvo ima splošno smrtnost višjo'odn. nižjo.

Pravkar opisana metoda se imenuje neposredna
metoda standardiziranja mer smrtnosti. Številčni primer
tabele 44.1 nam ilustira njeno uporabo. V drugem in

8o

TABELA 44,1

TABELA 44>2

Število umriih v prebivalstvu
As tn.P’ «= 2574

Število umrlih v prebivalstvu
3s JZ m’ ’P’ ’ = 7929

81

tretjem stolpcu so dane starostne specifične smrtnosti
prvega in drugega prebivalstva (m’ in m”), v tretjem
stolpcu je starostna struktura "standardnega" prebival¬
stva. Imajoč te podatke, pomnožimo specifične mere smrt¬
nosti vsakega prebivalstva s številom standardnega pre¬
bivalstva ustrezne starostne skupine, s čimer dobimo v
zadnjih dveh stolpcih "pričakovano število smrti". Nji¬
hov seštevek nam da končno totalno število pričakovanih
smrti v prvem in drugem primeru.

Če delimo vsak total s skupnim številom standardnega
prebivalstva, dobimo na kraju standardizirane mere smrt¬
nosti za prvo in drugo prebivalstvo:

m’  = , 68 .. •  = 0.00610

4. P 11,184.391

ali 6,10°/°o

= — 122 ».T Q 1- - 0.01097 ali 10,97 °/oo
£p 11,184.391

Ponavadi nas bo zanimal s amo indeks _smrtnosti,to

se pravi razmerje obeh standardiziranih mer smrtnosti.

Ker se imenovalca obeh standardiziranih mer 'smrtnosti pri
deljenju medsebojno uničujeta, predstavlja indeks stan¬
dardizirane smrtnosti torej količnik obeh standardizira¬
nih totalov smrti. Če vzamemo v našem primeru smrtnost
drugega prebivalstva za osnovo računanja indeksa smrtnos¬
ti, dobimo:

I

m

Z  m>P

>1 m* ’P

6 8.175

122.709

= 0,556 ali 55,6

Splošna standardizirana smrtnost prvega prebivalstva je
torej skoro za polovico nižja od smrtnosti drugega pre¬
bivalstva.

Posredna  metoda standardiziranja mer smrtnosti
je samo približek neposredni metodi in jo bomo uporabili
tedaj, kadar nimamo podrobnih podatkov o številu umrlih
po starostnih skupinah za obe prebivalstvi, katerih smrt-

82

nost želimo primerjati, imamo pa podatke o starostni stru¬
kturi, podatke o celokupnem številu umrlih oseh pri oheh
prebivalstvih ter so nam znane specifične aere smrtnosti
"za neko standardno  prebivalstvo. Takšna situa¬
cija bo zelo pogosta pri primerjavi smrtnosti po manjših
upravno-teritorialnih enotah, recimo po okrajih. Ob popisu
prebivalstva bomo nedvomno razpolagali s podatki o sta¬
rostni strukturi prebivalstva za vsak okraj in seveda tudi
za vso Slovenijo; tekoča statistika o umrlih pa nam pona¬
vadi daje podatke o umrlih, razčlenjene po starostih samo
za vso LR Slovenijo, ne pa tudi za posamezne okraje. Če
vzamemo prebivalstvo LR Slovenije kot standardno prebival¬
stvo, potem bo situacija glede razpoložljivih podatkov na¬
tanko takšna, kakršna odgovarja situaciji, ki smo jo prav¬
kar orisali in ki je tipična za primer, ko lahko uporabi¬
mo posredno metodo standardiziranja.

Označimo standardno prebivalstvo in specifične mere stan¬
dardnega prebivalstva s P odn. m, prebivalstvo in speci¬
fične mere smrtnosti obeh okrajev, ki jih želimo primerja¬
ti pa s P’, m J  odnosno P’’ in m’’.

Standardizirana mera smrtnosti, prvega okraja je enaka,kot
vemo že od popreje: -

£n ? P

I P

Ker nam pa niso znane specifične mere smrtnosti m’, bomo
pisali gornji izraz v nekoliko spremenjeni obliki :

JTm^P  _ i L mP  x  X- m*P

Prvi faktor z desne strani predstavlja splošno mero smrt¬
nosti standardnega prebivalstva, ki nam je po naši pred¬
postavki znana. Drugi faktor pa je razmerje števila oseb,
ki bi umrli, če bi standardno prebivalstvo umiralo po re¬
žimu smrtnosti prvega okraja, napram številu stvarno u-
mrlih oseb standardnega prebivalstva. Tega razmerja ne mo¬
remo ugotoviti natančno, ker nam niso znane vrednosti za
m 5  iz števca. Namesto tega razmerja.in kot približek nje¬
govi vrednosti pa bomo vzeli neko drugo podobno razmerje,
namreč količnik s

83

£ H 1  P  *

llP’

la količnik predstavlja razmerje stvarnega števila umrlih
osel v prvem okraju napram številu osel, ki li umrle v
prvem okraju, če li njegovo prelivalstvo umiralo po re¬
žimu smrtnosti, ki vlada v standardnem  pre¬
bivalstvu LR Slovenije. Podatki za izračunanje gornjega
količnika pa so nam vsi dani. Če pomnožimo splošno mero
smrtnosti z vrednostjo gornjega količnika, smo tako prišli
do aproksimativne  vrednosti standardizi¬
rane mere smrtnosti za prvi okraj. Formula za aproksima-
tivno vrednost standardizirane mere smrtnosti za prvi
okraj izgleda torej takole:

„, mP I m’ P’
s=  Ip  ' s: m E'

in analogno za drugi okraj:

si m P s: m” P”

S - r p. ' InP"

Številčni primer tabele 44.2 vsebuje vse podatke, ki so
potrebni za numerično ugotovitev standardiziranih mer
smrtnosti za oba okraja po .posredni metodi. Končni re¬
zultat znaša:

m’ = 0,00855 = 0,00611

s  3601

m’’ = 0,00855 ~ff~ =  0,01094

84

45. TABLICE SMRTNOSTI (ŽIVLJENJSKE TABLICE).

45.1. K a j predstavljajo?

Tablice smrtnosti (tables de mortalite), imenovane tudi
življenjske tablice (life tables) predstavi jaj-e--sistem
statističnih__ po kazateljev. ki z raznih vidikov merijo
smrtnost kot funkcijo s tar osti... Ponavadi se sestavljajo
tablice smrtnosti' posebej za moške in posebej za ženske,
pokazatelji smrtnosti pa se dajejo pri razvitih tabli¬
cah za vsako leto starosti, pri skrajšanih tablicah pa
samo za petletne ali pa za desetlačne starostne interva-
le. Najbolje bo, če na konkretnem primeru tablic smrt¬
nosti za LR Slovenijo, ki jih je izdal Zavod za.statisti¬
ko LRS leta 1%55 +  in ki temelje na povprečnem stanju
smrtnosti v razdobju 1948-52, spoznamo pokazatelje, s ka¬
terimi se v sistemu tablic smrtnosti meri smrtnost, in
njihove matematične simbole ter pojasnimo njihov pomen
(gl.tab.45.1)

+ Prve tablice smrtnosti za prebivalstvo bivše Dravske
banovine je za leta 1931-19 33 iz dela l Ivo  Lah po po¬
datkih bivše državne statistike v Beogradu. Tablice
so bile publicirane v knjigi s Lah-Žorga; Tabele za fi¬
nančno in aktuarsko matematiko, Ljubljana, 1947.
Tablice smrtnosti za prebivalstvo LRS na podlagi po¬
datkov za razdobje 1948-52 je izdelal v okviru Zavo¬
da za statistiko LRS, dr.Marjan Blejec. Tablice so iz¬
šle v posebni publikaciji Zavoda za statistiko LRS
leta 1955? dr.Marjan Blejec; Tablice umrljivosti pre¬
bivalstva LR Slovenije 1948-52.

Najnovejše tablice smrtnosti pa je izdelal in izdal
Zvezni zavod za statistiko za vse ljudske republike
na podlagi podatkov let 1952-54. Tablice so bile pu¬
blicirane v demografskem letopisu Zveznega zavoda za
statistiko za leto 1957 (Demografska statistika 1957;
Beograd 196o).

85

TABELA 45.1

Tablice umrljivosti prebivalstva LR Slovenije 1948-1952
(Iz publikacije dr.Marjan Blejec: Tablice umrljivosti
prebivalstva LR Slovenije 1948-52, Ljubljana,1955).Vze¬
ti so izravnani podatki za žensko  prebivalstvo.


86

TABELA 45.1 (nadaljevanje)

87

Tabela 45«1 (nadaljevanjs)

88

'Starost (prvi--st-olpec) . Starost je dana v letnih inter¬
valih in-je označena s simbolom "x". Nekatere funkcije
se nanašajo-na—točno starost x, druge pa na interval od
x do x+l. ■■■• .

Verjetnost smrti (stolpec 2 ). iTa pokazatelj se izračuna
na-podlagi podatkov popisa prebivalstva .in podatkov vi¬
talne s ta ti Štike* Simbol je q_ x ; . Aproksimativne vrednosti
se 'dobe tudi.po drugih metodah (glej spodaj pod paragra¬
fom 45.2).. Pokazatelj predstavlja verjetnost, da bo ose¬
ba,- ki je ravno dosegla x let starosti, umrla v teku pri¬
hodnjega leta starosti; z drugimi besedami, verjetnost ..:
smrti je razmerje oseb, ki so umrle v starosti med x in -
x-fl let, napram osebam, ki so dosegle x let starosti~.Ce
imamo; pred seboj predstavo o demografski mreži, še to
pravi, da gre za razmerje celokupnosti umrlih prve' vr¬
ste do celokupnosti živih prve vrste. Ker gre nasplošno
za.zelo majhne vrednosti, izrazimo' verjethosti smrti, da
bi se izognili pisanju večjega števila decimalk, cesto
v tisočinkah enice (looo q x ).

Grafični 'prikaz krivulje verjetnosti smrti je podan v sli¬
ki- 45.1. Krivulja pričenja primeroma visoko za prvo leto
-Življenja, vendar zelo nagio pade, se giblje med petim,
in petnajstim letom na svojem najnižjem nivoju, ge. zatem
polagoma, - vendar konstantno vzpenja tja do okoli petde¬
setega leta. Po petdesetem letu pričenja krivulja hitre¬
je- naraščati, kar velja še prav posebno za starostno
razdobje po 7o letu starosti.

■ ■ j£čufl' ■

Verjetnost doživetja (stolpec 3)  je komplementarna vred-
fmT!'t~^ u 2  j p tn ns ti smr ti . Simbol jeu? x . Gre' za verjetnost,
da bo oseba, ki je dosegla x let starosti, doživela x +l
let starosti.' Očividno obstoji odnos;

r. .

: ° 1  - "t.

v

Število živih (stolpec 4 ), in število umrlih (stolpec 5) .

Število živih nam pove, kolikšen del oseb, ki so se vse
rodile v~istem Času7 bo še ostal pri~~zivl jen ju pri x le¬
tih starosti. Ponavadi se vzame'kot izhodiščno število
generacije - ^ katere postopno izumiranje opazujemo, neko
okroglo število, najčešče 100 000. Število živih se ozna-

lo 000

9x

89

starost x

Sl. 45.1* Verjetnosti smrti (lo ooo 9x) v LR Sloveniji
1948/52.

9 o

•vrednosti l x  sekvenco celokupnosti živih prve vrste v okvi
ru dane izhodiščne generacije. Če vzamemo za izhodiščno
vrednost število sto tisoč,, je oči vi dno l n  = iOU.OOU, To-
liko je bilo po naši pr edpostavki ljudi ob rojstvu , to se
pravi v starosti 0 let ."Glede na to, da znaša verjetnost
smrti za teh sto tisoč novorojenih po naši tablici q 0  =
0 . 07303 ? to 'umrlo v prvem letu starosti O0O73O3 x 100 . 000 =
= 7303 . To število imenujemo število umrlih  in je vpisa¬
no v naslednjem stolpcu 5. Simbol zanj j e• Gre za celo¬
kupnost umrlih prve vrste. Č e odštejemo štlfffilo umrlih v
prvem letu starosti od poče tnoga štev ila živih, dobimo
število živih v starostienega leta, kar znaša v našem pri
meru 100.000  - 7303  = 92697 . To slednje število je lp.

Postopek lahko sedaj ponovimo. Teh preostalih 92697  ži¬
vih je podvrženo verjetnosti smrti p = 0.0076 kar pome¬
ni, da bo od 92697, ki so doživeli prvo leto starosti,
umrlo v teku naslednjega leta 0.00776 x 92697, kar da 719
umrlih. Če odštejemo teh 719 umrlih od 92697 živih, dobi¬
mo kot število živih, ki so dosegli drugo leto starosti,
p 2 = 91978. Če isti postopek nadaljujemo, dobimo tako vse

vrednosti števila živih za stolpec 4 in vse vrednosti za
število umrlih za stolpec 5.

Očividno obstoje naslednji odnosi med q x , l x  in d x  :

lo^o =  ^0 ? ~ ^0 ~ ll f

Pl 1 ! = dp ; lp - dp = 1 2  5  itd.

oziroma;

“ 1x4-1

lx+l

9 x =

1  -

, odn. p x l x  = 1x4-1»

91

Z zadnjo formulo smo odkrili drugo metodo ugotavljanja
funkcije živih.; funkcijo živih za dano starost pomnoži¬
mo s funkcijo doživetje, za isto starost pa dohimo funkci¬
jo živih za naslednji starostni interval. Punkcija mrt¬
vih je potem razlika med sosednima vrednostima funkcije
živih. Seveda predpostavlja ta postopek, da smo predhod¬
no izračunali funkcijo doživetja, ki je komplementarna
vrednost verjetnosti smrti.

Shema izračunavanja izgleda v tem primeru tako-le;
p 0  = 1—q 0  ?  Po1q  = d l » 1 q  ~ ll =

Potek krivulje kaže slika 45.2. V prvem letu življenja
pada krivulja zelo strmo. Zatem, do približno starosti
2o let, krivulja le neznatno pojema, število umrlih,ki
neposredno niža število živih, doseza svoj minimum.Po
dvajsetem lotu starosti pričenja krivulja živih strme-
je padati, dokler se od 8o leta starosti dalje padanje
zopet ne zaustavlja. Pri starosti okoli loo let doseže
krivulja živih vrednost nič v zvezi s tem, da odumre
zadnji preživeli od prvotnega število stotih tisečev.

Kako se giblje krivulja umrlih, se vidi iz naslednje
slike 45«3. Krivulja umrlih poteka povsem drugače od
krivulje živih; začenja zelo visoko, se takoj naglo
spusti in doseže okoli lo leta starosti svoj minimum;
zatem se dviga, najpreje počasi, tja do štiridesetega
leta, a kasneje vse bolj naglo, dokler ne doseže svoj
drugi vrh okoli 75 leta starosti- svojem zadnjem de¬
lu ponovno strmo pada proti ničli, ki jo doseže okoli
stotega leta starosti.

Počim verjetnost smrti in število umrlih izraža nivo
smrtnosti izoliramo v dotičnem letu starosti, na kate¬
rega se nanaša, število živih kunuli  ra  učinke
smrtnosti celokupne predhodne starostne dobe.

Pl = i-ll ; Pl 1 ! = x 2 > ll “ 1 2  = d !

I

število živih

Sl.45.2 Punkcija živih (l x ) iz tablic smrtnosti LRS 1948/52'

93

Število

umrlih.

Sl»45.3* Punkcija umrlih (d ) iz tablic smrtnosti LRS
1948/52.

94

Število preživelih, lat v razdobju enega Ista starosti
(stolpec 6).

Vzemimo iz naše tablice smrtnosti število živih oh 39 le¬
tu starosti. Ono znaša 86427« Vprašajmo se sedaj, koliko
let življenja ho teh 86427 oseh preživelo do naslednjega,
to je 4o. leta starosti, ko vemo, da se ho njihovo šte¬
vilo zmanjšalo na 86167 ali za 26o oseh. To zavisi očit¬
no od tega, kako se smrti teh 26o oseh razporede v teku
leta. Če hi teh 26o oseh umrlo takoj na začetku leta, hi
število let, ki so hila preživeta od začetnega števila
864 27 oseh, hilo enako številu živih oh 4o letu staros¬
ti, t.j. hi zneslo 86167 let«- Če pa hi 26o oseh umrlo še¬
le oh 4c _ letu starosti, potem hi zneslo število preži¬
velih let 86427. V resnici ho število stvarno preživelih
let nekje v sredi med ohema označenima skrajnima vrednosti-
ma e  Če predpostavljamo, da so smrti v teku leta časovno
: enakomerno razporejeno, potem lahko v veči ni primer ov
vzamemo kot dovolj zanesljivo cenitev povpre čno vredn ost
'š tevi la živih ob 3 9 letu in" števila živih ... oh 4 o letu  sta¬
rostih tb^sS^pTSTTiri

1/2 (86427 + 86167) = 86297« To število tudi najdemo v ta¬
beli smrtnosti v stolpcu 6 za starost 39 let. Število pre-
ži vellh let od sta rosti x do starosti x + 1 označujemo s
simbolom L,,.

Splošni postopek za izračunavanje funkcije L x  lahko torej
i z ra z inp_._z__enaah.Q j _

1  ^ ; >
d-c ~ ~2  +  ^x+l)

Ta enačba, pa ne' velja za izračunavanje L x  za prvi dve le¬
ti starosti in za poslednje, najvišje starosti,- V teh pri¬
merih namreč smrtnost izredno naglo in neenakomerno pada
odnosno raste, zato predpostavka, na kateri temelji sploš¬
na formula, da se namreč smrti enakomerno porazdeljujejo
preko leta, ne drži. Za.prvi dve levi izračunavamo vred¬
nosti L x  po navadi po naslednjih aproksimativnih formu¬
lah ;

I 0  - 0.3 (1 0 ) + 0.7 Ul)
L-] = 0.4 dp) + 0.6 (12)

95

Podobna je tudi situacija za poslednji interval od 85
let starosti naprej, kjer se uporablja sledeča aproksi
mativna f ormula s

l 85+ ~

3-85

m 85+

pri čemer pomeni znak "plus" poleg starosti 85» da gre za
n a v z. g o r odprt interval. 185+ P omen i celokupno šte¬
vilo preživetih let naše začetne kohorte v starostnem raz¬
dobju od 85 let naprej pa do popolnega izumrtja kohorte. ■
Simbol mg 5 +  pomeni specifično mero smrtnosti za pravkar 0 -
menjeni odprti starostni interval. Če je specifična mera
smrtnosti izražena, kot je to običaj, v promilih, je po¬
trebno rezultat po gornji aproksimativni formuli pomnožiti
s 1000. Druga često uporabljana aproksimativna formula
glasis /

L 85+ = 1 85 x log 1 85 >

kar pomeni, da je potrebno funkcijo živih za starost 85
let pomnožiti z navadnim (Briggovim) logaritmom te iste
funkcije.

Celokupno število lot, ki jih preživi početna generacija

100.000 oseb od starosti x dalje do popolnega izumrtja
generacijo (stolpec 7) .

To vrednost, ki jo potrebujemo le kot prehodno vrednost
zaradi ugotovitve pokazatelja iz zadnjega stolpca tabele
smrtnosti, dobimo s tem, da seštevamo sukcesivno vrednost
L počenši z L x  pa do kraja tabele. Te vsotne vrednosti
označujemo s simbolom T x . Očividno veljaš

T x  = L x  4- L x+ ]_ + l x+ 2 + ... • = L x

x

Živ ljenjsko pričak ovanje ali povprečno trajanje bodočega
življe nja. __(stolpec 8,gl.sl.45.4)

Ta pokazatelj, ki se imenuje v angleščini expectation of
life in v francoščini esperance de vie, je med vsemi poka-

96

Starost x

Sl.4-5*4* Funkcija' e tablic smrtnosti LRS 1948/52.

•A.

zatelji živijenjskih-tablic najbolj splošno poznan. Pov. e
nam, koliko let življenja v povprečku  lahko pričakuje
oseba, ki je stara x let, da jih bo še preživela do svo¬
je" smrti", Gre za vrednost, ki jo dobimo, če celokupno
število let iz stolpca,-,7 delimo s številom ž ivih v sta¬
ro s tTj x~let . Življenjsko pričakovanje pišemo s simbolom
'e^\, tako da velja;

97

Posebno interesantna je vrednost za e 0 , to je življenjsko
pričakovanje ob rojstvu. V naših tablicah znaša za žen¬
sko 64.76 let, kar pomeni, da je po stanju smrtnosti v
Sloveniji v letih 1948-52 živel vsak novorojenček ženske¬
ga. spola povprečno  skoro 65 let; toliko je
znašalo srednje trajanje življenja pri nas za ženske v
tem času. V  kolikor se niso razmere, ki vplivajo na
smrtnost, od tedaj spremenile, to obenem pomeni, da mo¬
re vsak ženski novorojenček upati, da bo živel povpreč¬
no 65 let. Če pa vzamemo recimo ki znaša 23.95, to

pomeni, da more vsaka naša ženska, ki je doživela. 51 le¬
to starosti, pričakovati, da bo v povprečku živela še bli¬
zu 24 let.

45.2 Skrajšane tablice smrt¬
nosti.

Pojem in simbolika.

Tablice smrtnosti, kot smo' jih spoznali v prejšnjem para¬
grafu, se imenujejo razvite ali popolne tablice smrtnos¬
ti, ker vsebujejo pokazatelje za vsako leto starosti.
Takšne popolno tablice so potrebne za neke specialne na¬
mene, posebne za namene življenjskega zavarovanja. Za
večino demografskih in ekonomskih analiz pa povsem zado¬
stujejo skrajšane življenjske tablice, kjer se dajejo
pokazatelji smrtnosti samo po pet ali desetletnih sta¬
rostnih intervalih (z izjemo prve starostne skupine, ki
se zaradi naglih sprememb smrtnosti v najbolj rani ži¬
vljenjski dobi razbija na več delov, na starost 0 let
ter na starostno skupino 1-4 leta odn. 5-9 let).

Smisel in simbolika pokazateljev v skrajšanih tablicah
smrtnosti sta povsem ista, kot pri popolnih življenjskih
tablicah, le da se tisti pokazatelji, ki so se pri pol¬
nih življenjskih tablicah smrtnosti nanašali-na in¬
terval enega leta  starosti, nanašajo se¬
daj na daljši, "petletni  (odn. desetletni) in¬
terval  (z izjemo prvih dveh starostnih skupin). Ti
pokazatelji dobe pri skrajšanih življenjskih tablicah le
še dodatni subinaeks, in to z love strani simbola, ki
naj pove, kako dolg je starostni interval, ki ga zajema-

98

jo, V  splošni, obliki bomo označili dolžino starostnega
intervala z "n". Gre za pokazatelje q x , p x  in d x  * Če
bi hoteli biti natančni, bi morali, tudi v' primeru po¬
polnih tablic smrtnosti pri teh pokazateljih označiti
s subindeksi z leve strani, da se nanašajo na enoletne
starostne intervale ter jih pisati:

l q x ’ l P x ’ l d x

Ker pa gre v vseh primerih za isti  e n o 1 e t -
n i interval, posebni subindeks z leve strani iz¬
puščamo, Pri skrajšanih tablicah smrtnosti pa te sub-
indekse moramo pisati. Prvič zaradi tega, da pokaza¬
telje skrajšanih tablic smrtnosti razlikujemo od poka¬
zateljev morebitnih drugih skrajšanih tablic smrtnosti,
ki jemljejo kot osnovni starostni interval ne pet let
ampak recimo deset let. Poleg tega pa smo videli, da
pri skrajšanih tablicah smrtnosti prve najnižje starost
ne skupine vsekakor razbijamo na manjše podskupine
(0 let, 1-4 leta) in moramo to tudi v simbolih označi¬
ti .

Gornje simbole bomo pisali pri skrajšanih petletnih
tablicah smrtnosti zato na ta—le način:

Drugi način označevanja intervala pri obravnavanih
funkcijah je v tem, da se z desne  strani spodaj
postavita dva subindeksa, od katerih prvi pred¬
stavlja spodnjo, drugi pa zgornjo vrednost starostnega
intervala. Seveda moramo oba subindeksa vidno ločiti
z vejico ali pa s poševno črtico. V tem primeru bomo
pisali n.pr* funkcijo

q

ntx

na enega od naslednjih dveh načinov:

1

x,x+n

ali pa q /

u x/x+n

99

Pri  ostalih  pokazateljih tablic smrtnosti, to so
1^, in e^ se v simboliki skrajšanih življenjskih ta¬
blic nič ne spremeni napram simboliki p-opolnih tablic
smrtnosti, zakaj ti pokazatelji se nanašajo na določen ča¬
sovni trenutek odnosno kumulirajo efekte smrtnosti od
rojstva do tega trenutka odnosno od tega trenutka do kon¬
ca življenja.

45 «3 Redukcija popolnih tablic
v skrajšane.

v

Co bomo razpolagali s popolnimi tablicami smrtnosti,borno
zaradi nekih ekonomskih ali demografskih analiz morda že¬
leli spremeniti popolne življenjske tablice v skrajšane,
ker niso te tako obsežne, so bolj pregledne in je z nji¬
mi enostavneje ravnati. Kako bomo to storili?

Vzemimo za primer naše popolne življenjske'tablice za žen¬
sko prebivalstvo LRS iz tabele 45.1«

L

Prvi stolpec bo vseboval namesto starostnih vrednostih
po posameznih letih vrednosti x samo za leta 0, za 1,
za 5? za 10 itd. po petletnih presledkih; zadnja najvišja
starost naj bo 85 let.

Zatem bomo izpolnili najpreje tiste stolpce, kjer so po¬
kazatelji skrajšanih tablic smrtnosti po svoji numerični
vrednosti identičnimi z onimi popolnih življenjskih tablic
le da pri skrajšanih tablicah pokazatelji niso dani za vse
starosti. Gre za pokazatelje l x , T x  in e x .

Vrednosti za ostale pokazatelje pa bomo dobili računskim
potom. Recimo za ugotovitev vrednosti ^p^ bomo uporabili

v prejšnjem paragrafu postavljeni odnos:

1 ,

cP ~ x +
5 x =

1

x

Pokazatelj bomo dobili iz ustrezne vrednosti
vpoštevaje, da Je

5^x

= 1  -

5 P x

za n ,
5~x'

Število umrlih po petletnih intervalih bo enako:

loo

_d = d + d , + d x + '1 , + d

5 x x x+l x+2 x+3 x+4

Število preživetih let za petletni interval ho pravtako
enako seštevku petih letnih vrednosti L x ;

L — 1 +1 .. + 'L +1 +1

5 x x x+l x+2 x+3 x+

45.4 Aproksimativno izračuna¬
vanje skrajšanih tablic.

V prejšnjem razdelku smo predpostavljali, da razpolaga¬
mo s popolnimi tablicami smrtnosti, pa jih želimo redu¬
cirati na skrajšane.

Cesto vendar-ne bomo razpolagali z nobenimi tablicami
smrtnosti, pa bomo želeli zaradi demografskih in ekonom¬
skih analiz sami skonstruirati skrajšane tablice smrt- •
nosti. Spoznali bomcdVa postopka,'ki nam bosta dovolje¬
vala, da na primeroma preprost in nezamuden način pride¬
mo do skrajšanih tablic smrtnosti. Numerične vrednosti
pokazateljev bodo sicer samo aproksimativne, vendar je
točnost za vse praktične uporabe za demografske in eko¬
nomske analize povsem zadovoljiva in .zdaleka odtehta
prihranek na •času, ki je v zvezi z zamudnim računanjem
popolnih tablic. .

V  obeh primerih moramo najpreje izračunati starostno-spe-
cifične mere smrtnosti za tiste starostne skupine, ki se
pojavljajo v skrajšanih tablicah smrtnosti. Zgoraj smo
videli, da bodo to specifične mere smrtnosti s

za enoletni starostni interval prvega leta starosti;

4 m l

za štiriletni starostni interval za starosti 1 do 4 let;

m _ c m-,

5 , 5 lo,

pp"r,

5 x

za petletne starostne intervale.za vse nadaljnje staros¬
ti z izjemo poslednje starostne skupine;

lol

m

85 +

za poslednji, navzgor odprti starostni interval.

Potem ko smo izračunali specifične mere smrtnosti za go¬
ri označene starostne intervale, bomo ravnali različno
glede na metodo, ki jo bomo-uporabili,

P r v a . m e t o d a .S pomočjo spodaj navedenih for¬
mul izračunamo na podlagi specifičnih mer smrtnosti naj-
preje aproksimativne vrednosti za verjetnosti .smrti.Za
verjetnost smrti za prvo 'leto starosti bomo uporabili
formulo:

N

To formulo za smrtnost dojenčkov smo spoznali že zgoraj,
ko smo razpravljali o posebnih problemih v zvezi z mer¬
jenjem smrtnosti dojenčkov. Tam smo videli, da gornja
formula, ki postavlja v odnos število umrlih dojenčkov
danega koledarskega leta s številom živorojenih v is¬
tem letu, ne predstavlja povsem točnega merila za ver¬
jetnost smrti, ampak je samo njen 'približek.

Za vse ostale starostne intervale (z izjemo' poslednjega)
velja naslednja aproksimativna formula, ki dovoljuje pre¬
hod od specifičnih mer smrtnosti na ustrezne verjetnosti
smrti;

q =  (2n) ( n m x )

nX  2+(n)( n m x ),

pri čemer označuje "n” dolžino starostnega intervala.Za
drugi starostni interval od štirih let (1-4 leta) zadobi
gornja splošna formula naslednjo specifično obliko j

(x = 1; n = 4)

4 q l =

2+4^ mp

Za vse petletne intervale imamo naslednjo obliko sploš¬
ne formule s

t

r q l0 5 m x

5 x = -

2+551%

lo2

Verjetnost smrti za poslednji, navzgor odprti starostni
interval je v vsakem primeru enaka enioi.

-Potem, ko smo s pomočjo gornjih formul izračunali pokaza¬
telje verjetnosti smrti, bomo preko njih prišli do vseh
ostalih pokazateljev tablic smrtnosti, koristeč njihove
medsebojne matematične odnose, O'katerih je bilo govora
že preje. Najpreje bomo izračunali funkcije d x  in l.x s
pomočjo formul;

(1J LqJ

n x = ' 'nSc' ’

1

x

d = 1
n x x+n

Za tem bomo prešli na izračunavanje funkcije L x  s po¬
močjo aproksimativnih odnosov;

L 85+ ~

m 85 +

ali pa . -^-85 ^85

Preko funkcij e T x  pridemo končno do funkcije e x .

Druga metoda  se razlikuje od pravkar omenje¬
ne samo v tem, da verjetnosti smrti ni treba izračunava¬
ti preko označenih aproksimativnih formul, ampak jih
enostavno odčitamo iz posebnih tabel, ki sta jih sesta¬
vila Lowell J.Reed in Margaret Merrel, koristeč neke
empirične opazovane odnose med m x  in q x . Tabele smo po¬
natisnili kot prilogo na kraju Demografske statistike.
Ves ostali postopek je zatem isti, kot pri prvi metodi.

lo3

46 UPORABA TABLIC SMRTNOSTI.

Tablice smrtnosti se na široko -uporabljajo v aktuar¬
ske svrhe. O tem ne bomo razpravljali, ker gre tu za-
specifične probleme posebne znanstvene discipline ži¬
vljenjskega zavarovanja. Nas zanima predvsem pomen tab¬
lic. smrtnosti kot instrumenta za različne demografske
in ekonomske analize. V tej smeri nam služijo tablice
smrtnosti predvsem za (a) deskripcijo in povzetek em¬
pirično opazovanih zakonitosti umiranja kot funkcije
s tarost i; (b) za primerjavo nivoja smrtnosti med raz¬
ličnimi prebivalstvi in prebivalstvenimi skupinami ih
za primerjavo časovnega razvoja v nivoju smrtnosti;

(c)~ža ^konstrukcijo teo retskih modelov reprodukcije pre¬
bivalstva; (d) zaročene' bodočega gibanja prebivalstva
(tkzv. prebivalstvene perspektive).

a) O pomenu posameznih pokazateljev tablic smrtnosti
kot empiričnih meril, ki nam z raznih strani osvetlju¬
jejo proces umiranja v- odvisnosti od starosti, smo do¬
sti obširno govorili v 45*1 ter tamkaj povedanega tu ne
bomo ponavljali. Najpomembnejše funkcije tablic smrt¬
nosti so;

q x , l x , L x , e x . S funkcijo q x  merimo nivo smrtnosti po-
vsem d o 1  o cene  s t a r o at  ne  s k u p i -
n e prebivalstva. Na to funkcijo v ničemer ne vpliva¬
jo nivoji smrtnosti v nižjih ali višjih starostnih sku¬
pinah. Gre za v nekem smislu izolirano ugotavljanje ni¬
voja smr tnosti  prav do ločene starost ne skupine prebival¬
stva. Stvar je povsem druga pri ostalih dveh funkcijah,
ki tudi merita nivo smrtnosti, namreč pri funkcijah
l x  .... In e x . Funkcija l x  k u m u 1 i r a učinke nivoja

smrtnosti vseh p red hodni  h_ star ostnih  sku-
:gin; višina funkcije l x  zato ni odvisna samo od nivoja
smrtnosti v starosti x, ampak pravtako zavisi od nivo¬
jev smrtnosti, ki se kažejo v vseh predhodnih starost¬
nih skupinah. Analitična uporaba funkcije l x  jo zato po¬
vsem drugačna. Podobno velja za funkcijo e x , ki tu¬
di kumulira  nivoje smrtnosti, "vendar ne s po¬
gledom nazaj ,ampak takorekoč s p o g ledom  n a -
p r e j . Na nivo funkcije e x  ne.vplivajo v ničemer ni¬
voji smrtnosti, ki so se pokazali v starostnih, letnikih,
ki so nižji  od starosti x, pač pa se -v tej karakte-

t

ristiki odražajo poleg nivoja smrtnosti v’ starosti x
vsi nivoji smrtnosti, ki se kažejo v starostnih, sku¬
pinah oseb, ki, s o staro (  ve č kot x  lot.- '-Če želimo
n.pr. da se bo l^g, ki nam predstavlja relativni ob-
seg letnega priliva, nove mlade delovne sila j povečal,

poteči se moramo  predvsem truditi, da bomo pri predpo¬
stavki nespremenjenega letnega števila živorojenih
otrok čimbolj znižali smotrnost dojenčkov in otrok v
zgodnji starosti. Povsem drug vidik pa preveva-uporabo
pokazatelja e-^g. Dvig te vrednosti, ti j. podaljšanje

povprečne življenjske dobe oseb, ki so dosegli 18' leto
starosti, pomeni neposredno povečanje .obsega v vsakem
trenutku obstoječe delovne sile . Če želimo doseči to,
mora biti naš trud usmerjen na nižanje smrtnosti sta¬
rejših in starih ljudi. Visoka ali nizka smrtnost otrok
nima na višino funkcije epg seveda nobenega vpliva.

b) Tablice smrtnosti odnosno njeni -pokazatelji so prav
posebej prikladni za primerjave nivoja, smrtnosti med
raz ličnimi,  prebivalstvi.. Kot .sintetično merilo smrtnos¬
ti se ponavadi uporablja povprečno trajanje bodočega
življenja ob rojstvu, t.j,  funkcija e 0 . Druge sintetič¬
ne mere smrtnosti, ki smo jih popreje spoznali (splošna
mera smrtnosti, razne standardizirane mere smrtnosti)ne
odražajo samo razlik v nivojih smrtnosti med posamezni¬
mi- prebivalstvi, ampak so, 'kot.  smo videli, v bistveni
meri pod vplivom razlik v starostni struk
turi  prebivalstva, ki jih primerjamo. Velike razli¬
ke v starostni strukturi prebivalstva kot jih opazujemo,
pa so večji del rezultat določenih faktorjev'(vojne iz¬
gube, ki so zadele v preteklosti 'posebej določene sta¬
rostne kategorije, selitve, elementarne katastrofe, vi¬
soka fertilnost, ki povečuje predvsem obseg mladih letni
kov itd.),  ki s trenutnim stanjem smrtnosti, ko.t ga želi
mo ugotoviti in izmeriti, nimajo neposredno, nobene zve¬
ze. Drugače je pri merah smrtnosti iz tablic.smrtnosti.
Starostna struktura, ki. jo kažejo tablice smrtnosti,iz¬
haja izključno -samb  iz režima
smrtnosti  , kot ga opazujemo v prebivalstvu v
danem razdobju; nanjo ne vplivajo nobeni moteči zu¬
nanji  faktorji. Mislimo si, da se je iz posebnih
razlogov zelo močno dvignila f e r t i 1 n o s t žensk
v nekem prebivalstvu, vsled česar je prišlo do močnega
povečanja števila živorojenčkov (slučaj, ki se je prime-

lo5

ril v vrsti držav po drugi svetovni vojni) predposta¬
vimo dalje, da se smrtnost prebivalstva ni v ničemer
spremenila. Ker je smrtnost dojenčkov sama po sebi ze¬
lo visoka, se bo zaradi relativnega povečanja števila
dojenčkov število umrlih v prebivalstvu primeroma po¬
večalo. Če bomo merili smrtnost s splošno mero smrtnos¬
ti, bo izpadlo, da se je smrtnost pri prebivalstvu po¬
večala, čeprav je ostala v resnici povsem nespremenje¬
na. Splošna mera smrtnosti nam bo tedaj dala iskrivije¬
no/sliko o gibanju smrtnosti. Resnično in nedeformi¬
rano sliko pa bomo dobili, če bomo merili smrtnost s
funkcijo e 0 , ki se pri popisanem stanju stvari ne bo
v ničemer spremenila.

c) V razdelku 45.1 smo spoznali funkcijo L x , ki nam je
služila kot prehodna funkcija, da smo prišli končno'do
srednjega trajanja bodočega življenja. Punkcija l x  pa
' ima še. drug;, analitični pomen. Mislimo si, -da se' vsako
leto poraja 100 tisoč živih otrok, da oni umirajo vsa¬
ko Ic-tP tako, -kot je to .razvidno lž koeficientov v
‘življenjski.tablici. V tem primeru bo'letno število u-
mrlih .enako vsoti vseh ..d..-kar pa •. je enako natančno

-V ' ' . " * • - , ''A _ _ '• ‘ ' '• -

100 tisoč, tako da se.število umrlih izbilansira s
številom živorojenih. Če dalje predpostavljamo, da je
prebivalstvo "zaprto", t.j. da.:ij.i,,migraci j, potem bo
prebivalstvo ostalo z leta v loto po številu eno in
isto; Takšen model prebivalstva, ki ima iz leta v. le¬
to isto število rojstev in smrti in se zato ne menja. ,,
po številu,- imenujemo 'ps t a p 1 on a r n' o  p r -e :  - ; ■
b i' V a l 's t v c . i;_ v -

, j o a ■■■ ^ c; ' j ■

Funkci ja' L x  nam predstavlja vprav teoretični model .
takšnega sta cionarnega prebivalstva odnosno njegovo :
starostno, strukturo. Vprašamo se-.lahko, koliko znaša . ,
splošna mera smrtnosti takšnega stacionarnega prebi¬
valstva? Videli jsmo ," da ugotavl jamo splošno., mero , smrt¬
nosti' kot odnos, letnega števila umrlih napram, povpreč¬
nemu stan j u.. preb i val s tva. Letno števil o umrlih v s ta-
oibnarhem prebivalstvu je enako 1 0 , celokupno .število
pa je enako T^. Torej znaša splošna mera smrtnosti
stacionarnega .prebivalstva 1 0 /T q  .  Prbje pa. sme vide¬
li, -da je vrednost življenjskega pričakovanja ob.roj¬
stvu enaka i '•

Torej je splošna mera smrtnosti stacionarnega prebival
stva enaka recipročni 'vrednosti življenjskega pričako¬
vanja ob rojstvu; ■

1 D  1

Uporaba modela stacionarnega prebivalstva kot aproksi-
macije resničnega: nekega, prebivalstva je omejena, zakaj
v stvarnosti bomb redko 'srečali prebivalstva, pri kate¬
rih bi bili predpogoji teoretičnega, modela v polni meri
izpolnjeni (zaprto prebivalstvo, nespremenjeno število
rojstev in smrti, ki"so si poleg tega enake). Vendar ima
ta model svoj .smisel, da proučujemo v .podrobnostih, kako
bi se obnašalo'neko'resnično’prebivalstvo, če bi.se raz¬
vijalo pod pogoji stacionarnega režima. '

Drug teoretski model prebivalstva predstavlja tkžv,
s tab i 1'n o pr ebivalst vo. Tudi ta model prebival¬
stva sloni na predpostavki, da ni nobenih selitev .in da
je tako število živorojenih kot število umrlih iz leta
v leto konstantno; vendar za razliko od stacionarnega
prebivalstva število živorojenihni
enako številu umrlih v letu.
Starostna struktura stabilnega prebivalstva bo ostala
iz leta v leto nespremenjena, no bo pa več ostalo kon¬
stantno celokupno število prebivalstva. Zaradi stalne
razlike v številu živorojenih in številu umrlih bo pre¬
bivalstvo z leta v leto naraščalo ali pa'bo upadalo.Ne¬
dvomno se model stabilnega prebivalstva v večji meri pri¬
bližuje resničnemu prebivalstvu.

d) Tablice smrtnosti uporabijamo.na kraju pri izračuna¬
vanju .bodočega prebivalstva, to je pri tkzv.prebivalstve¬
nih perspektivah. Celokupen problem izračunavanja bodo¬
čega prebivalstva borne obravnavali v sedmem poglavju
Demografske statistike. Na tem mestu se omejujemo na
prikaz metod, s pomočjo katerih lahko ocenimo, koliko
prebivalstva bo ostalo še v življenju čez določeno števi-

lo7

lo let pod predpostavko, da se smrtnost v tem razdobju
ne "bo menjala in da bo enaka smrtnosti, kot nam kažejo
določene tablice smrtnosti.

Vzemimo konkretni primer. Mislimo si, da smo ob popisu
prebivalstva našteli 572.869  de‘klic v starosti od 12
let. Vprašamo se, koliko teh deklic bo ostalo še pri ži¬
vljenju čez pet let. Takrat bodo preostale deklice sta-
.re očividno 17 le.t. Označimo število deklic, ki so bile
ob popisu stare 12 odn. 17 let s odn. s P 17 . Pod

predpostavko, da resnična smrtnost teh deklic odgovarja
smrtnosti naših življenjskih tablic, potem očividno ve¬
lja odnos:

P 17  _ L 17

P 12  1*12

'Če dalje predpostavljamo, da se smrtnost v naslednjih
letih ne bo spremenila (in da pravtako ni nobenih seli¬
tev) , lahko ocenimo število deklic, ki bodo čez pet
let stare 17  let, s pomočjo formule, ki jo izvedemo
iz pravkar omenjenega odnosa kjer označimo s P-J^

ocenjeno  odn. izračunano  bodoče šte¬
vilo deklic v starosti 17  let) :

l 17

L 12

Če‘ustavimo ustrezne podatke, dobimo:

p 1 t  - 572 - 869  f §|§3 = 558-633

Razmerje ^ znaša v našem primeru 0.97515»ime¬

nujemo koeficient, preživetja
(surviral ratio), Postopek lahko tudi obrnemo in z njim
obrnemo tudi problem, ki ga želimo rešiti. Ce izhajamo
iz števila deklic v starosti 17 let, se lahko vprašamo,
koliko deklic te generacije je bilo živih pred pe-

timi leti, vselej: ped predpostavko, da se smrtnost ni me¬
njala :

Bilo jih je

o

17

Prav tako lahko, ocenimo odn. izračunamo, koliko od števi¬
la novorojenčkov N ho ostalo v življenju čez recimo x
let. Zopet izhajamo iz enačbe;

Tudi tu lahko napravimo obratni sklep, to se pravi, da
izračunamo koliko ; je moralo biti živorojenCev pred x leti,
če je današnje število- oseb v starosti x enako P x s

V . . ' .v : ; ;

Če imamo prebivalstvo razčlenjeno po petletnih starostnih
skupinah in uporabljamo skrajšane petletne tablice smrt¬
nosti, rešujemo gornje probleme, na povsem_analogen način,
ter računamo koeficiente preživetja iz odnosov ustreznih
L x  iz skrajšanih tablic. Recimo da želimo izračunati»ko¬
liko moških, ki so danes stari od I 0 -I 4  lot, bo. ostalo
še v življenju čez pet let ? ‘ ko' bodo stari od 15-19  let.
Ustrezni koeficient preživetja, s katerim moramo pomnoži¬
ti naše izhodiščno število moških, je enak

5 L 1 5

5 L 1o

Ocenjeno število moških v starosti 15-19 let bo torej
enako;

lo9

Vzemimo še drug primer. Znano nam je n.pr. število živoro¬
jenih. v zadnjih petih  letih. Vprašamo se, koliko od
teh živorojenih je še v življenju sedaj, t.j. v trenutku,
ko je teh pet let izteklo. Očividno se h odo nahajali v
starosti od 0-4 let. Koeficient preživetja se bo v tem
primeru glasil: ...

500.000

Vrednost v števcu je namreč enaka vsoti prvih petih

letnih vrednosti L x  in vrednost imenovalca je tudi enaka
vsoti petih vrednosti 1 0 . Z gornjim količnikom bomo torej
morali pomnožiti petletno število živorojenih, da bi dobi¬
li oceno za to, koliko živorojenih,-ki sp-se.rodili v zad¬
njih petih letih, je še ostalo pri življenju.

llo

V.

MERJENJE FERTILNOSTI PREBI¬
VA L S T V A _

5.1. ENOTA -ZAJEMANJA. :

Pri merjenju smrtnosti nismo govorili posebej o enoti
statističnega zajemanja, ker je bila ta enostavna (pri¬
mer odn. dogodek smrti) in nedvoumno določljiva. Pri
merjenju fertilnosti prebivalstva je stvar nekoliko
bolj zapletena. Tu je enota "živorojenec”.

Predvsem, je : .p.ovdariti razliko med živorojencem in mrtvo—
rojencem. 'Naša statistika določa, kdaj je šteti novoro«
jenca za mrtvorojenca: gre za primer, ko novorojenec pri
izločitvi iz materinega telesa .ne diha niti ne kaže dru¬
gih živi j en.j.skih znakov (bitje srca, jasno vidno hote¬
no gibanje mišic); Z.druge strani pa je treba opredeli¬
ti mrtvorojenca ne le napram živorojencu,. ampak tudi na-
pram splavu. Kot mrtvorojenca, pravijo Navodila za vi¬
talno statistiko iz leta 1956, je treba šteti plod, ki
je bil nošen več kot 28 tednov (približno sedem mesecev),
a pri katerem je nastopila smrt pred njegovo popolno iz¬
ločitvijo iz materinega telesa* Mrtev plod, ki se je iz¬
ločil pred 28. tedni, ni šteti za mrtvorojenca, ampak za
splav. Dočim se mrtvorojene! pri nas statistično zajema¬
jo, se splavi ne zajemajo.

Pri pokazateljih fertilnosti prebivalstva se upoštevajo
samo živorojene!  * Obseg mrtvorojenstva meri¬
mo s tkzv. mero mortinatalitete  (včasih
imenovano tudi mera fetalne mortalitete), ki je proporc
mrtvorojenih med vsemi novorojenimi.

Od pojma "novorojenca” odn. "živorojenca" je treba loči¬
ti pojem "poroda". Govorimo o "enostavnem" porodu, kadar
daje porod enega samega novorojenca, o porodu dvojčkov,
trojčkov itd., kadar se iz istega•poroda rodita dvojčka,
se roae trojčki itd. Statistična enota za merjenje fertil
nosti prebivalstva je vselej novorojenec (rojstvo) ne
pa porod.

111

52 MERE SPLOŠNE NATALITETE IN SPLOŠNE FERTILNOSTI.
SPECIFIČNE FERTILNOSTNE MERE. -

Najenostavnejše mere fertilnosti prebivalstva je
s p 1 o' š n a m e r, a natalitete  (taux
brut de natalite, crus de birth rate) kot razmerje
.med. številom-živorojenih v nekem letu napram srednjem
šte vila p re biv alstva. Ta mera je povsem analcgna~špXbs-
ni meri smrtnosti ter deli z njo vse dobre in slabe
strani, ki'je bilo o njih že govora: je lahko-umljiva,
enostavno izračunljiva; je pa odvisna od razlik v
strukturi prebivalstva in jo je treba pri primerjavah
natalitete med raznimi prebivalstvi ali pri primerjavi
istega prebivalstva v času le previdno uporabijati.Edi¬
no če med prebivalstvi v prostoru ali času ni pomembnih
razlik v demografskih strukturah (zlasti v starostni
strukturi), bo dovoljevala,zanesljive primerjave. Čim
obstoje pomembne razlike v starostni.strukturi ali pa
če_domnevamo da obstoje, bomo prešli na•eno od spodaj
obravnavanih fertilitetnih mer.

S b lošna  m e  ra  f e r t i. l n o s t i je
razmerje med živorojenimi otroci .in številom žensk ali
številom mošk ih v reproduktivni starosti. Ker je repro¬
duktivno starost pa tudi število otrok pri moških te¬
žje ugotoviti, se moška'fertilnost zelo redko računa.
Pri ženskah- se običajno šteje reproduktivna starostna
doba od 15 do 44 ali pa do 49 leta starosti. Splošna
mera fertilnosti je v toliko zanesljivejše merilo fer¬
tilnosti prebivalstva kot splošna mera natalitete, ker
izloči iz računa tiste dele prebivalstva, ki pri repro¬
dukciji ne sodelujejo.

Če bomo seveda želeli raziskovati vpliv posebnih, spe¬
cifičnih faktorjev na fertilnost (recimo vpliv staros¬
ti, zakonskega stanu, poklica itd), bomo analogno kot
pri mortalitetnih merah prešli na specifične,
mere fertilnosti’ Tako bo mera. zakonske  odn.
nezakonske  fertilnosti enaka odnosu števila
z akonsk ih (nezakonskih) živorojenih napram srednj emu
številu poročenih (neporočenih) žensk v reproduktivni
dobi, fertilnost prebivalstva določenega -poklicasoci-

112

alnega položaja v poklicu ali določene stopnje izobraz¬
be bo enaka številu živorojencev, ki so jih rodile žene
določenega poklica, določene kategorije položaja v po¬
klicu odn. določene stopnje izobrazbe napram celokupne¬
mu številu ženskega prebivalstva tega poklica, položaja
v poklicu odn. stopnje izobrazbe.

Iz istih razlogov, ki smo jih omenili pri obravnavanju
specifičnih pokazateljev pri merjenju smrtnosti zasluži
faktor starosti tudi v zvezi z merjenjem fertilnosti pre¬
bivalstva posebno pažnjo pa bomo o vprašanjih statistič¬
nega merjenja njegovega vpliva podrobneje razpravljali,

53. STAROSTNO SPECIFIČNE MERE FERTILNOSTI.

Najenostavnejša metoda za analiz® vpliva starosti na fer-
tilnost je v tem, da izračunamo starostno specifične
mere -fertilnosti" (age specific' f črtility rates) ter pri¬
merjamo, kako variirajo te iiiere v žavisnosti od spre¬
memb v starosti. Ponavadi se računajo mere fertilnosti
samo'za žensko prebivalstvo.

Starostno specifičnih mer po navadi ne računamo za let¬
ne starostne intervale, ker so podatki po letih prenezane-
sljivi. Vzeli bomo petletne starostne skupine, počenši
od 15.leta pa do dovršenega 49 leta starosti. Vsa živa
rojstva določenega koledarskega leta' bomo torej razčle¬
nili po starosti matere na petletne starostne skupine
ter'delili frekvence živorojenih vsake star ostno--oktrpi-
ne -s c e 1 o k u p n J /  m s-red-n jjm "štev i lom  ženskega
prebi vals tva iste starostne skupine. Povdarjamo besedi-
po ”ceiokup~en ,r j‘' ker ne smemo omejiti imenovalec samo na
število žensk, ki so rodile ali pa na število poročenih
žensk.

/Če označimo število živorojenih, ki so izšli iz mater.v
starosti x let z N x  ter število ženskega prebivalstva v
starosti x let s P x , potem so starostno s pecifične mer e
fertilnosti izražene s formulo:

V tab. 53-1 in 53-2 so prikazane specifične mere fertil¬
nosti prebivalstva Jugoslavije po ljudskih republikah za

113

TAB. 53.1 SPECIFIČNE MERE FERTALITETE PO LR ZA LETO 1957

114

Tab. 53.2 SPECIFIČNE MERE FERTILN0ST1 LR SLOVENIJE ZA RAZDOBJE 1953-1957

115

leto 1957, za LR Slovenijo pa posebej za razdobje 1953-
57. Analiziraj tabeli.'Ugotovi, kako variira fertilnost
-■ v zavisnosti od starosti. Ali so v tem pogledu kakšne
razlike med ljudskimi republikami? Kakšna je razvojna
tendenca v Sloveniji?

l/54 TABLICE FERTILNOSTI. TOTALNA FERTILNOST. KOEFI¬
CIENT BRUTO IN NETO REPRODUKCIJE.

Starostno specifične mere fertilnosti dado samo pri¬
bližne vrednosti za verjetnosti rojstva v odvisnosti od
starosti žensk. Točne vrednosti so vsebovane v tabli¬
cah fertilnosti, ki slone na sličnih načelih, ki velja¬
jo za tablice smrtnosti.

Grafična ponazoritev vitalnih pojavov, ki'so važni za
študij pokazateljqv iz fertilnostnih tablic je povsem
analogna oni, .ki smo jo spoznali v zvezi s tablicami
umrlih. Življenjske črte iz demografsko mreže predstav-
lj ajo v- sedanjem primeru življenja žensk. Novost je v
tem, da včrtamo v te življenjske črte še rojst-
n_ e točke. Vsako živorojeno dete, ki ga je rodila ena
žena, je označeno s točko na tej življenjski črti. Ab¬
scisa rojstne točke bo označevala datum rojstva, ordina¬
ta pa starost matere ob rojstvu.

Analogno kot v razdelku o demografski mreži lahko tudi
tu ugotovimo dve ce lokupnosti živih_žensk: celokupnost
prvo vrsto, ki jo predstavljajo ženske, ki so bilo roje¬
ne v istem letu in dočakale isto starost; ter celokup¬
nost druge vrste, sestoječa iz žensk, ki so se rodile
istega leta ter se nahajajo v danem momentu v istem le¬
tu starosti (med x in x+l let).

Kar se tiče rojstev, pa imamo slično kot pri smrtih tri
skupnosti:

S kupnost  prve  vrste sestoji iz živorojenih., ki so
izšli i 2 Tmater7~pripadajočih isti generaciji in nahaja¬
jočih se v istem starostnem razdobju (x do x+l). Skup-  .
n ost živorojenih druge  vrste predstavljajo otroci,
ki so~ie rodili v istem koledarskem letu od žena, ki
pripadajo isti generaciji. V skupnost živoro jen ih
tretje vrste  pa spadajo otroci, ki so bili

116

rojeni v istem koledarskem letu od mater, ki se nahaja¬
jo v isti starosti (od x do x+l let).

V erjetnost rojstv a..' to se pravi, verjetnost, da žena, ki
je dočakala x let starosti, rodi živega otroka v nasled¬
njem letu starosti, je- enaka kot M izglodalo na prvi po¬
gled celokupnosti rojstev prve vrste-deljene s celokup¬
nostjo žena. prve vrste s število otrok, ki so bili živo¬
rojeni od mater v starosti od x do x+l let bi morali
tore-j deliti s številom žena, ki so dosegle x let sta¬
rosti. Vendar je treba predhodno skupnost žensk prve vr¬
ste nekoliko zmanjšati, zakaj vse ženske, ki so dosegle
x let starosti ne pridejo v poštev, da bi mogle imeti
otroka v naslednjem letu starosti in to iz dveh razlo¬
gov. Vpoštevati je treba z ene strani okolnost, da žena,
ki je rodila, ne more roditi znova pred potekom približ¬
no, enega leta, z druge strani pa dejstvo, da del žena,ki
so dosegle starost x let, umrje v teku naslednjega leta
in torej pravtako izpade iz skupnosti žena, ki bi mogle
roditi otroka. S teh-dveh vidikov je treba torej še ko¬
rigirati celokupnost žensk prve vrste. Obstoje razni po¬
stopki,, kako preiti iz statističnih po.datkov, ki , da je jo
ponavadi samo skupnosti žensk druge vrste ter skupnosti
rojstev tretje vrste,.na aproksimativne vrednosti skup¬
nosti enih in drugih prve vrste in kako izvesti pri
skupnosti.žensk prve-vrste potrebne korekture. Naj še
omenimo, da se.zelo redko računajo tablice fertilnosti
po orisanem strogem, klasičnem postopku? primer za to
so tablice fertilnosti, ki jih je sestavil v okviru Za¬
voda za statistiko LRS dr. M.Bl'ejec + . Večinoma se zado¬
voljujejo s tem, da se namestil točnih pokazateljev o ver¬
jetnostih rojstev računajo aproksimativne vrednosti v o-
bliki starostno-specifičnih fertilnostnih mer, ki smo
jih spoznali v tabelah 53.1 in 53*2? ter iz njih izvaja¬
jo ostale pokazatelje'fertilnosti, ki bo o njih sedaj ta¬
koj govora.

V izvlečku iž Blejčevih tablic fertilnosti v tabeli 53-3
so reproducirane verjetnosti rojstva za dečke in deklice
skupaj in posebej- za deklice. Poleg tega pa imamo še. dva
pokazatelja. -Prvi (gl.stolpec: 3 tabele) nam pove, koliko
otrok povprečno je rodila, v svojem življenju žena, ki je
dočakala starost x let. Gre, kot se lahko takoj prepriča-

+  Dr.Marijan Blejec, Tablice rodnosti žena v LR Sloveni¬
ji 1948-52. Zavod LR Slovenije za statistiko Ljublja¬
na 1956.

117

Tab. 53.3 Tablice fertilnosti LR Slovenije 1948-1952.Vzete
iz publikacije Dr.Marijan Blejec, Tablice rodnos¬
ti zena v LR Sloveniji 1948-1952. Izravnane vred¬
nosti .

118

mo.,  za  kumulativne  vrednosti, ki seštevajo
verjetnosti od 15 leta dalje pa do x let. Zadnji  .
člen kumulative, k'i se nanaša na -rojstva dečkov in de¬
klic skupaj, se imenuje' t o 1; a 1 n a f e r t i  1 -
n o s t . V našem primeru znaša 2.93* Odgovarja nam na
vprašanje V 2J r - Tv>r ' v ' p-^-p-******^ j<- -yndi 1 n.  gena,  ki je
dožive la 5o 'leto starosti , to se pravi, ki je izkoristi¬
la' c£lptno_ sv qJ_o_reproduk ti vno dobo.k V kolikor se raču¬
na kumulativa samo v pogledu rojstev dekli  c , po¬
tem imenujemo zadnji člen kumulative k o e  f i o i -
ent "bruto  reprodukcij e."V  primeru na¬
še tabele znaša bruto koeficient reprodukcije 1,4-2 (se¬
števek^ vrednosti četrtega stolpca), kar pomeni, da je
1000 žena, ki sp doživele 5o leto starosti (in pod pogo¬
jem, da so doživele to starost) rodilo povprečno 1,42
živih deklic. Smisel, ;da se vpoštevajo pri tem pokaza¬
telju samo deklice.* je v tem, ker želimo dati povdarka
na velikost (biološke)r e p r. o d u k c i j e prebival¬
stva* to se pravi odgovoriti na vprašanje, ali je žena
reproducirala samo sebe, kot žensko bitje«

Vendar nam pokazatelj bruto reprodukcije ne pove celotne
zgodbe 6 reprodukciji. Grajen'-je namreč na predpostavki
in na predstavi, da vse že ne.dočaka  j o
5o leto starosti. Ta predpostavka je oddaljena od re¬
sničnosti, Če želimo dobiti resnično sliko : d e j a n -
s k e 'reprodukcije, moramo vpoštevati dejstvo, da gotov
del žena umrje preje, predno so mogle, izkoristiti celot-,
no svojo, reproduktivno dobo. Koliki del žena od prvotne
generacije žen a do živi starost od x do-x+l let,  nam po¬
ve funkcija L x , ki, smo jo spo,znali v tablicah smrtnosti.
Vsako~v~erje trTo st .rojstva moramo torej pomnožiti z  ustrez-

nim Tj x , j. Zadevne- vrednosti za verjetnosti rojstva, deklic

so dane-v stolpcu 5»

Zadnji člen kumulative iz stolpca 6 imenujemo k oe ficient
n j3 t oj reprodukcije. On nam daje jasnb sliko- o karak- .
terju biološke reprodukcije prebivalstva in nam povedali
se bo prebivalstvo ( rod pogojem. ; da se f or ti In o st in '
s mrtnost ne spremenita ) v bodoče I večalo ali manjšalo in
kakšen bo tempo njegove reprodukcije. Če znese koeficient
neto reprodukcije 1, potem to pomeni, da vsaka žena v
vsej svoji reproduktivni dobi in v povprečku, vpoštevaje
obstoječo smrtnost žena, rodi samo eno deklico,'to se
pravi reproducira samo sebe. Prebivalstvo bo v tem prime-

119

ru- ostalo na istem številčnem nivoju. Če bo koeficient
neto reprodukcije manjši od 1, bo pomenilo, da se prebi¬
valstvo iz roda v rod krči, če bo nad eno, pomeni da se
širi. Iz slovenskih tablic fertilriosti vidimo, da zna¬
ša koeficient neto' reprodukcije 1,2537» Pertilnost in
smrtnost slovenskega prebivalstva kot se javljata v le¬
tih 1948-52 sta torej takšni, da vodita v eni ge¬
neraciji  k povečanju prebivalstva iza približno
eno četrtino.

55 SKRAJŠANI POSTOPKI ZA IZRAČUNANJE KOEEICIENTOV
REPRODUKCIJE.

Točno izračunavanje koeficientov reprodukcije zahteva
poznavanje klasičnih fertilnostnih tablic. Dejali smo
že, da so redke dežele, ki imajo takšne tablice, zakaj
postopek za njihovo sestavljanje je dosti zamuden ter
zahteva specifične podatke,, ki jih često nimamo.Zato
izhajamo ponavadi iz starostno-specifičnih fertilnost¬
nih mer ter preko njih ocenimo koeficiente reprodukci¬
je.

Spoznali bomo nekaj skrajšanih postopkov, kako s po¬
močjo starostno specifičnih mer in celo brez njih (v
kolikor ne razpolagamo z zadevnimi podatki) lahko pri¬
demo do aproksimativnih vrednosti za koeficiente're¬
produkcije.

55.1 Če razpo lagamo s star ostno-specifičnimi merami za

deklice, potem dobimo želo dobro"aproksimacij o za.

k^eTTcient bruto reprodukcije, če vzdmemo enostavno
seštevek teh starostno-specifičnih mer.

Če označimo starostno 'specifične mere v odnosu samo
na živorojene deklice  s S x t  (Nf naj pomeni
živorojene deklice in P naj se nanašao.samo na žensko
prebivalstvo)

Hf x
p x

. :  • i,n— d' y, S.  • •

potom dobimo kot oceno koeficienta bruto reprodukci¬
je R:

12o

fc' r  - S. £ $*

V kolikor so starostno-specifične fertilnostne more ra¬
čunane za petletne  starostne intervale, ne sme¬
mo pozabiti pomnožiti seštevka s 5.

55*2 Če že razpolagamo s totalno fertilnostjo, potem bo¬
mo dobili zelo dobro oceno za koeficient bruto repro¬
dukcije, če bomo totalno fertilnost pomnožili z odstot¬
kom živorojenih deklic med vsemi živorojenimi otroci
(dobro je, če ta odstotek izračunamo ha podlagi podat¬
kov za več let). Če označimo odstotek živorojenih deklic
med vsemi živorojenimi otroci s "p", in totalno fertil¬
nost s T, dobimo kot oceno za koeficient bruto reproduk—
ci je s

R’' = pT

Ifx

pri :.čemer je T =

N,

in f.r =

■x

.55.3 Cesto se bo vendar zgodilo, da ne bomo razpolagali
s podatki o živorojenih, razčlenjenih po starosti mate¬
re, imeli pa bomo nodate k o starostnem kon tingentu pro¬
duktivnih žena, tako da bomo lahko izračunali splošno
fertilnost. Totalno fertilnost bomo v takšnem primeru
'lahko ocenili tako, da bomo splošno fertilnost pomnoži¬
li s 35. Splošna fertilnost nam namreč pove, kot smo
preje videli, koliko živih otrok rodi ena žena. povprečno
v enem letu svoje produktivne starostne dobe. Ce po¬
množimo tore j.ta letni povpreček s 35, kolikor let'zna¬
ša celokupna produktivna doba žene, potem dobimo ceni¬
tev za to, koliko otrok’bi takšna žena rodila do svoje¬
ga 50  leta, če bi to starost doživela.

Ocena totalne fertilitete bo torej izražena s formulo:

«

p 15-49

Če vzamemo vpoštev pri izračunavanju totalne fertilnos-
ti po gornji formuli vpoštev samo živorojene deklice
(Nf), potem smo dobili na ta način novo oceno koeficien-

121

ta “bruto reprodukcije.

Nf \

J E ,n  = - • 35

p 15-49

--- —

Do praktično istega rezultata komo prišli, če “bomo
pomnožili oceno totalne fertilnosti s "p” (odstotkom
živorojenih deklic med vsemi živorojenimi otroci).

R’” = pT’ '

55.4 Ocena pod 55*3 je seveda napravljena pod naj-
slabšimi možnimi pogoji, ker sploh ne vpošteva sta-
rostnospeoifičnih mer fertilnosti in njihove variaci¬
je. Včasih komo v nekoliko ugodnejšem položaju,' ko
komo razpolagali z dovodjno razčlenjenimi podatki o
nekem standardnem prebivalstvu (recimo prebivalstvu
LR Slovenije), tako da bomo lahko izračunali za to
standardno prebivalstvo starostnc-epecifične fertil-
nostne mere f x . Glede nekih drugih področij (recimo
glede posameznih okrajev ali občin LRS) pa bomo sicer
razpolagali s podatki o starostni strukturi ženskega
prebivalstva, ki jih nam je dal n.pr, popis prebival¬
stva, imeli bomo tudi podatke o celokupnem številu ži¬
vorojenih otrok (odnosno živorojenih deklic), ne bomo
pa imeli podatkov o živorojenih otrocih,, razčlen¬
jenih po starostnih skupi¬
nah mater.  'Takšna situacija bo često tipična
za neka manjša področja (okraje, občine).

Kako bomo v takšni situaciji ocenili totalno fertil-
nost in preko nje po eni od zgornjih metod koeficient
bruto reprodukcije?

Ce označimo totalno fertilnost i skanega
prebivalstva  (recimo v okraju ali obči¬
ni ) s

potem lahko c,- idno trdimo, da je ta iskana totalna
fertilnost enaka standardni totalni fertilnosti, pomno-

122

ženi s nekim korekcijskim faktorjem "k", tako da piše¬
mo ;

.L f x = k  £ f  x

kjer je )_ f v  standardna totalna fertilnost.

A

Korekcijski faktor je na podlagi gornje enačbe enak;

k

-p >
-“X

Nam seveda točna vrednost korekcijskega faktorja ni po¬
znana, vendar jo lahko ocenimo is spodnjega razmerja,
ki ima dosti sličnosti z razmerjem, ki ga izraža korek¬
cijski faktor;

Razlika tega razmerja napram prejšnjemu je v tem, da
pred seštevanjem vsako starostno specifično mero tako v
števcu kor v imenovalcu ponderiramo (t.j. pomnožimo) z
ustreznim starostnim kontingentom ženskega prebivalstva
na ožjem področju.

Števec gornjega razmerja predstavlja celokupno število
živorojenih v teku leta na našem ožjem  po  —
d r o č ju.  To število, ki nam je po naši predpostav¬
ki znano, lahko pišemo z N ? .

Vrednost imenovalca pa nam pove. koliko živih otrok bi
se rodilo na našem ožjem področju, če bi starostnospeci—
fične fertil-nostne mere žena tega ožjega področja bile
enake searostnospecifičnim fertilnostnim meram standard¬
nega prebivalstva. Ker nam je poznana tako starostna
struktura ženskega prebivalstva na ožjem področju kot
starostno-fertilitetne mere standardnega prebivalstva,
lahko torej korekcijski faktor s pomočjo gornje enačbe
ocenimo. S tem, da totalno fertilnost standardnega pre-

123

bivalstva .pomnožimo s tem korelacijskim faktorjem, do¬
bimo končno iskano totalno fertilnost na ožjem področju.

Prehod od totalne fertilnosti do k-oefioienta bruto re¬
produkcije izvršimo po eni pr e je. ■ omenjenih metod-.

55.5 Oglejmo si,,-še j'•kako'ocenimo koeficiente ne to
reprodukcije (R 0 .), v kolikor nimamo- fertilnostnih tablic

-Če razpolagamo s starostno, specifičnimi.'fertilnostnimi
•merami za deklice S x  in s-.tablicami smrtnosti za žensko
prebivalstvo, potem bo najboljša ocena dana s formulo!

-e =• £ S x ixi- :  . J-l " . ’

Ponavadi bomo delali s petletnimi -starostnimi skupinami,
tako da moramo vsoto pomnožiti na. kraju še s 5*

Hitreje, vendar manj zanesljivo lahko- ocenimo koeficient
neto reprodukcije preko koeficienta bruto reprodukcije,
če slednjega 'pomnožimo z aritmetično sredino ali pa z
medijano funkcije živih iz tablice smrtnosti za-žensko '•
prebivalstvo v starostnih mejah od 15  -.do 49 let. , kar
lahko izrazimo s formulami s

• = R • M (ip^_-^g.)' odn.

%’ =  k.Md (li 5 „ 49 ),

kjer pomeni R koeficient bruto reprodukcije ter
M(li^_ / g) aritmetično sredino odn, Md(l 2 .^_ 49 ) medijano

funkcije živih v intervalu od 15 do 49 let.

V kolikor ne razpolagamo s točno vrednostjo koeficienta
bruto reprodukcije, jo bomo ocenili s pomočjo enega od y
preje imenovanih postopkov.

124

56. KORIŠČENJE POBATK©? IZ P©PIŠA PREBIVALSTVA ZA
• ŠTUDIJ FERTILNOSTI.

*

56.1 Pomen popisa prebivalstva
* z a študij fertilnosti.

V vseh doslej orisanih metodah merjenja fertilnosti
smo koristili podatke popisa prebivalstva kot osnovo, s
katero smo primerjali rojstva. Popisi prebivalstva
pa se lahko koristijo tudi samostojno,  za se¬
stavo fertilnostnih mer, bilo kot dopolnilo fertil-
nostnim pokazateljem, ki uporabljajo podatke iz matič¬
nih registrov o rojstvih, bilo kot nadomestilo v prime¬
rih, kjer takšnih podatkov ni ali pa so prenezaneslji-
vi. Pertilnostni pokazatelji, ki temelje na statistiki
živorojenih, se nanašajo vselej le na eno leto ali do¬
ločeno vrsto let ter se omejujejo na tiste podrobnejše
oznake, ki se ob rojstvih zajemajo. V kolikor pa koristi
mo metarijal popisov samostojno za sestavo pokazateljev
fertilnosti, lahko zajamemo celokupno  prebi¬
valstvo v danem trenutku ter uporabimo celotno skalo
obeležij, ki se ob popisih ponavadi zajemajo in ki je
seveda neprimerno širša, kot pri statistiki živorojenih.
Pokazatelji fertilnosti, sloneči na podatkih popisov
prebivalstva,so zaradi tega prav posebno prikladni za
študij diferencialne  fertilnosti. Pod tem
izrazom razumemo študij razlik  v nivoju fertil¬
nosti različnih prebivalstvenih skupin (skupin po pokli¬
cu, položaju v poklicu, panogah dejavnosti, aktivnosti,
narodnosti, stopnji izobrazbe, pismenosti itd.,itd.).
Dočim zajemamo s tekočimi podatki o rojstvih lahko vse¬
lej samo tiste skupine prebivalstva, ki so v danem letu
dobile otroka, pa zajemamo s podatki popisov tudi tisto
prebivalstvo ki je kdajkoli popreje imelo otroke in
pravtako, kar ni nič manj važno, tisto prebivalstvo, ki •
nikoli  ni imelo otrok (vsaj ne do trenutka popisa
prebivalstva).

Možnosti študija fertilnosti se torej s pritegnitvijo
prebivalstva kot samostojnega vira podatkov o fertilnos¬
ti izredno razširijo in poglobe.

125

Seveda ne moremo koristiti poljuben popis prebivalst¬
va za študij fertilnosti, Program popisa mora vsebo¬
vati vsaj vprašanje o spolu in starosti.

Vendar sodobni popisi prebivalstva vključujejo poleg
tega pogosto še posebna, specifična vprašanja o fertil¬
nosti, ki seveda študij fertilitete zelo olajšajo od¬
nosno njegove možnosti razširijo.

Za katera vprašanja gre?

Oglejmo si s tega vidika programe naših povojnih po- .
pisov - predvojna popisa prebivalstva iz leta 1921 in
1931 nista vsebovala nobenih posebnih vprašanj fertil—
nosti.

Popis prebivalstva iz leta 1948 ima eno samo, vendar
osnovno posebno vprašanje o fertilnosti. Vsaka ženska
oseba je bila povprašana o celokupnem številu živoroje¬
nih otrok, ki jih je imela v svojem življenju, ne gle¬
de na to, ali so bili otroci ob popisu v življenju ali
ne.

Po pi s prebivalstva iz leta 1953 ima poleg tega osnovne¬
ga vprašanja o skupnem številu živorojenih otrok še
tri dodatna vprašanja, ki izredno obogatijo možnost
analize diferencialne fertilnosti. Prvo dodatno vpra¬
šanje je zahtevalo podatek o tem, koliko od živorojenih
otrok je še pri življenju, drugo in tretje dodatno
vprašanje pa je zadevalo oznako zakona odn. zakonskega
'stanu prebivalstva, Poleg.splošnega vprašanja o zakon¬
skem stanu (ki ga ne štejemo v krog "fertilnostnih
vprašanj"), je drugo vprašanje zahtevalo informacijo,
ali gre za prvi, drugi itd. zakon po vrsti; tretje vpra¬
šanje, ki je z vidika študija fertilnosti prav posebno
pomembno, pa je ugotavljalo st aros t poročene osebe ob
sklenitvi prve zakonske zveze, To vprašanje je omogoča¬
lo ugotovitev trajanja  zakonske zveze, ki
s-e v' vidu novejših raziskavanj kaže kot eden najpo¬
membnejših faktorjev fertilnosti.

Popis prebivalstva v letu 1 951  je v tem pogledu neko¬
liko skromnejši, vendar vsebuje poleg osnovnega vpra¬
šanja o številu živorojenih otrok še vprašanje, koli¬
ko od teh otrok je bilo v trenutku popisa v življenju.

126

'56.2. Kateri so glavni pokaza¬
telji fertilnosti, ki jih
lahko sestavimo koristeč
popisno gradivo?

(a) V  kolikor ni posebnega vprašanja o fertilnosti prebi¬
valstva, jemljemo kot merilo fertilnosti -razmerje otrok,
ki jih je naštel popis, napram,prebivalstvu v reproduk¬
tivni dobi. Po navadi se vzame kot pokazatelj "razmerje
otrok na ženo" (child-woman ratio), ki sestoji iz števila
otrok v starosti do petih let napram številu ženskega
prebivalstva v starosti od 15 do 44 ali pa do 49 let.'To
razmerje je mišljeno kot neke vrste nadomestek za sploš¬
no fertiln®stn® mero. Otroci do petega leta starosti
naj predstavljajo aproksimacijo števila živorojenih otrok
v zadnjih petih letih pred popisom prebivalstva (resnič¬
no število živorojenih je seveda večje glede na otroško
smrtnost, poleg tega lahko vplivajo nanj migracije,ven¬
dar se predpostavlja, da migracije ne zadevajo otrok, v
tako rani dobi), žensko prebivalstvo v starosti 15 do 49
let pa naj predstavlja aproksimacijo za produktivno žen¬
sko prebivalstvo zadnjih pet let.

b.) Dočim nam daje pokazatelj pod a) samo splošno orienta¬
cijo o nivoju fertilnosti za celokupno prebivalstvo, do¬
bimo dosti globlji vpogled v fertilnost, če ptroke (re¬
cimo do petih let) razčlenimo z raznih vidikov (po staro¬
sti, poklicu, položaju v poklicu itd. matere ali očeta).
Pogoj za takšno razčlenitev je, da na podlagi popisanega
gradiva (zlasti koristeč list za gospodinjstvo, ki se u-
porablja pri skoro vsakem popisu prebivalstva, in koristeč
vprašanje o odnosu do starešine gospodinjstva) dodelimo
vsakega otroka njegovemu roditelju, za katerega pa ima¬
mo na popisnici celokupen register podatkov o njegovih
demografskih, ekonomskih in socialnih karakteristikah.Se¬
daj lahko formiramo celo vrsto diferencialnih odn.speci¬
fičnih fertilnostih razmerij tipa "število otrok na že¬
ne", ki se nanašajo, na različne skupine prebivalstva (po
starosti, poklicu,narodnosti,■ stopnji izobrazbe itd.).

<T) Če imamo posebni  podatek o številu
živorojenih otrok za vsako  ž e -
n o , potem se možnosti analize še bolj razširijo, a
pokazatelji, sloneč .na teh podatkih, bodo dosti bolj za-

127

Tal. 56.1 Število živorojenih otrok na eno žensko osebo
vsake.starostne skupine po IR.Popis 1948.

• Število živorojenih otrok na 'eno ženske osebo po

starostnih skupinah

Tab.56.2 Žensko prebivalstvo Jugoslavije po starostnih
skupinah in številu živorojenih otrok. V od¬
stotkih. Popis 1948.

• Žensko prebivalstvo po številu živorojenih

otrok

128

nesljivi. Osnovni fertilnostni pokazatelj, ki ga "bomo
pri teh. podatkih računali, ho povprečno šte¬
vilo živorojenih otrok  na  eno
ž ITn o , pri čemer bomo seveda lahko 'študirali dife¬
rencialno fertilnost po poljubnih grupah žena in kombi¬
nacijah grup, ki jih dovoljuje program popisa. Posebno
pomembni bodo ti ' pokazat el'ji, če bodo -dani po starost¬
nih kategorijah ženskega prebivalstva_:ali pa v kombina¬
ciji s starostnimi kategorijami. Tako bomo dobili za
vsako recimo-petletno starostno; skupino ženskega prebi¬
valstva, koliko živih otrok j'e v povprečku ta starost¬
na skupina žena rodila-;'' S 1  tem' se razgrinja pred nami
slika *o z g p d'o v '1' ni s k' e m razvoju fertilnosti
zadnjih .80 do loo"let. 'V okviru teh pokazateljev bomo
razlikovali dve, po njihovem‘analitičnem'pomenu dosti
različni kategoriji.; Prva bo : 'obsegala pokazatelje,ki
zadevajo starostne skupine do' 50  let starosti. Pertil-
nost teh starostnih skupin še' ni z' a k 1 j u č e n a,
tako da nam bodo ti pokazatelji dovoljevali študirati
razlike v fertilnosti po starosti, seveda v kombinaciji
z vsemi mogočimi znaki, ki jih popis dopušča in ki bi jih
iz'podatkov tekoče vitalne statistike nikoli ne bi mo¬
gli dobiti. Druga kategorija pokazateljev pa zadeva sta¬
rostne skupine od po iri več leta. Pri vseh teh
ženah je fe rt ilnostna doba že
zaključena  , tako. da nam povprečno število 0-
-*trok, ki ;  sd rodile posamezne starostne skupine ženskega,
prebivalstva, starega, .preko 5° let, slika č a s ovne
.spremembe v razvoju -t o t a;lin e -fertilnosti opazo-
. vanih-generacij. V tabeli - 56 . 1 .-'ki je sestavljena na po-
. dlagi. rezultatov popisa- iz 1948 so dane kot primer totalne
.fertilnosti’ ženskih generacij, -starih ob popisu 2 o in
• več let po starostnih skupinah.-

‘d) Poleg, povprečnega števila živ-orojenih otrok na eno že-
'no pa‘nati omogoča podatek o  številu živorojenih ptrok
‘.statistično koriščenje še v drugi smeri. Za katerikoli
‘pomembno skupino žena moremo sestaviti di stribu-
c i j e ženskega prebivalstva po številu živorojenih o-
trok ter študirati in statistično analizirati karakter
teh distribucij. Da bi izločili moteči vpliv starosti
kot enega glavnih faktorjev fertilnosti, bo smotrno štu¬
dirati distribucije v okviru istih starostnih skupin že-

129

na. V tat). 56.2 je dana kot primer takšna distribucija
za celokupno žensko prebivalstvo FLRJ po popisu 1948, ka¬
tere zaključke lahko napraviš na podlagi te tabele?

e) V kolikor razpolagamo še s podatkom o starosti
osebe. ob .sklenitvi zakonske
z- v e z e , bomo mogli analizo fertilnosti raztegniti
na izredno pomembno vprašanje o vplivu trajanja
zakonske zveze na fertilnost s še dodatno osvetlitvijo
vprašanja v.pliva s t a. r. o s. t i poročencev ob poroki
na fertilnost. Da bi dobili čim homogenejše statistično
gradivo in izločili;razne'moteče faktorje, bo koristno
za ta študij omejiti se na primere .oseb, ki so poročene
(izdvojiti bo torej vdovele odn. razvezane osebe ter
samske) in ki se nahajajo v prvem  zakonu. Pri ta¬
ko homogeniziranem prebivalstvu bomo lahko proučevali
varijacije v povprečnem številu živorojenih otrok kot
funkcijo triajanja  zakonske zveze, eventualno v
kombinaciji s starostjo žene in drugimi pomembnimi so¬
cialno -ekonomskimi obeležji.

57 FERTILNOST PO REDU ROJSTVA.

Pod r edom  a li dim enzijo rojstva razumemo, ali je bilo
določeno rojstvo prvo po redu, drago, tretje itd. Naj¬
enostavnejšo metodo za študij variacije fertilnosti v
odvisnosti od reda rojstev predstavlja odstotna distri¬
bucija vseh živorojenih v danem koledarskem letu po re¬
du rojstva.

V tabeli 57.1 so dahe takšne odstotne distribucije za
leto 1957 po ljudskih republikah. Na splošno moremo ugo¬
toviti, da pada fertilnost z redom rojstva, in sicer naj¬
močneje z drugim na tretje rojstvo. Vendar so razlike po
posameznih ljudskih republikah znatne. Nasplošno se vi¬
di, da je število prvih rojstev relativno tem višje,čim
nižja je splošna nataliteta (zaradi primerjave so v
zadnji vrstici dane mere splošne natalitete za vsako
LR),.

Odstotni pokazatelji o številu rojstev danega reda na-
pram celokupnemu številu rojstev v teku leta nam dado
samo zelo približno sliko o varijaciji intenzivnosti fer¬
tilnosti v zavisnesti od reda rojstev. Točnejšo sliko

130.

Tal. 57.1 Živorojeni otroci po redu rojstva v
letu 1957. V odstotkih

"bomo dobili, če bomo računali verjetnosti
rojstva določene dimenzije, to se pravi verjetnosti, da
žena, ki je brez otroka, dobi prvega otroka, odnosno da
žena, ki ima x otrok rodi x plus prvega otroka. Z metodo¬
loškimi problemi okoli ugotavljanja te verjetnosti so se
bavili v novejšem času zlasti francoski demografi.

V tabeli 57.2 prinašamo zaradi primera rezultate, do ka¬
terih smo prišli v neki študiji za žensko prebivalstvo
Jugoslavije na podlagi rezultatov popisa iz 1948. Simbo¬
li a 0  do ag označujejo verjetnosti, da žena, ki ima "x"
otrok rodi še enega otroka. Prvi koeficient a 0  torej po¬
meni verjetnost, da žena, ki nima nobenega otroka, dobi
prvega otroka, aj_ pomeni verjetnost, da žena, ki ima enega
otroka, dobi drugega otroka itd. Kar se nivoja  teh
koeficientov tiče, lahko ugotovimo iz tabele, da verjet¬
nosti postopne padajo, kar je v osnovi posledica starost¬
ne sterilnosti žena, pa seveda tudi- posledica zavestnega
omejevanja rojstev višjega reda. V oči pada zelo nizka
verjetnost, da dobi žena prvega otroka, čemur je vzrok to,
da se ta koeficient nanaša ne. vse žene, tako poročene
kot neporočene, velik odstotek neporočenih žensk v LRS in

131

njihova nizka (izvenzakonska) fertilnost pa močno po¬
tiska splošni koeficient navzdol. Kar se razvojne tenden¬
ce tiče, vidimo'iz zadnje kolone, da verjetnost žensk,da
dohe prvega otroka, ostaja v vsem razdobju praktično
konstantna. Pri vseh ostalih verjetnosti pa lahko ugo¬
tovimo očitno tendenco padanja. Največji padec so dožive¬
le verjetnosti & 2 ,  a 3 in a^, kar kaže na to, da se je
tendenca omejevanja rojstev pojavila in stopnjevala pred¬
vsem pri družinah z dvemi,tremi in štirimi otroci.

Tab. 57.2 Fertilnost ženskega prebivalstva. Jugoslavije
po redu, rojstev. Verjetnosti povečanja šte¬
vila otrok ženskih generacij 1868/72 do 1898/
l9o2. Podatki iz popisa prebivalstva 1948.
.(Verjetnosti so pomnožene s 1000).

(+) Izračunan na predpostavki linearnega trenda.

Vir: Dolfe Vogelnik, Pertilitet jugoslovanskog žen-
skog stanovništva prema broju živorodj-ene dece.Sta-
tistička revija, 1956, št.3.

132

VI.

SELITVE  PR  E B I V A L S TV  A'.

6,1 POJEM IN RAZČLENITVE. ■

Sglitve spadajo mod prostorne  (specialne) pre¬
mike prebivalstva. Vendar ne označujemo vsak prostorni
premik prebivalstva ze kot selitev. Človek zjutraj vsta¬
ne in gre na delo ali pa v šolo, na sprehod ali na trg
nakupovat ter se popoldne ali pa zvečer vrne domov.Ta¬
kih premikov ne štejemo za selitveVendar če se po¬
navljajo  vsak dan, več ali manj redno, potem po¬
stanejo ekonomsko in sociološko pomembni ter vredno si¬
stematičnega proučevanja.. Takšne dnevno ponavljajoče se
premike imenujemo n i h,_a 1 ne. prostorne premike ,
(PendeR bewegungen, commutaticn, navette), med katerimi
so najpomembnejši premiki med stanovanjem in delovnim
mestom. ;

- Lrug primer takšnih, ponavljajočih  se premi¬
kov prebivalstva predstavljajo sezonski  prostor-

■ ni premiki prebivalstva, ki se ponavljajo vsako leto

- ter so odvisni od letnih časov (potovanja prebivalstva na

-oddih V  poletnih mesecih na morje, pozimi v pianine; se-

•zonski premiki poljedelske! delovne sile, gradbenih.delav-

- cev-itd.) ; . . j - ;

Med ponavljajoče prostorne premike spadajo tudi premiki,
ki se ponavljajo v krajših časovnih intervalih (vsak me¬
sec, četrt-letno), ki pa ne zavise od letnih časov, am¬
pak so pogojeni, po določenih družbenih okolnostih (ne¬
deljski izleti, ogledi sejmov, obiski stalnih konferenc
in drugih periodičnih sestankov).

Vsem tem primerom je skupno to, da zapuščajo osebe samo
začasno  svoje bivališče ter se po daljšem ali kraj¬
šem presledku vanj vrnejo. Med temi začasnimi premiki so
najpomembnejši, kot smo zgoraj videli, tisti premiki,ki
se po na  v 1 j  a j o , vendar spadajo v to kategorijo
začasnih premikov tudi enkratna  potovanja oseb,
v kolikor osebe ne nameravajo trajno zapustiti svojega

133

■bivališča. '

V vseh....primerih, .ko gre za začasne  prostorne
premike prebivalstva, ponavadi ne uporabljamo izraza
selitve  (čeprav jezikovna raba ni. povsem dosled-
■na, ker govorimo n.pr. o "sezonskih selitvah" poljedel¬
ske delovne sile, čeprav ne gre za selitve v smislu
trajne  zapustitve bivališča),. Naziv selit-
v e (migracije) bomo uporabijali .samo za primer
trajnih  prostornih premikov prebivalstva, to se
pravi premikov, ko oseba- t r a j n o ' zapusti svoje
dosedanje bivališče.

Naša osnovna klasifikacija vseh prostornih premikov pre¬
bivalstva bo torej delitev na:

1) z a č : .a sne premike, ki se lahko ponavljajo
ali pa -tudi ne ; ’" r  — ...  .

■ 2)  trajne  premike ali selitve.

Med s e 1 i t v .a-m .i (to je. trajnimi premiki) ter za¬
časnimi premiki prebivalstva-ni vselej lahko potegniti
jasne meje. Včasih se jemlje kot kriterij razmejitve
trajnosti od začasn osti  £ oj a j jn <i e > ji osebe, TnVše^pre-
mešča, češče pa dol ž i n -a t ra .ian.ia prisotn osti v
novem odnosno odsotnosti v starem bivališču, včasih
pfe- je merodajen tudi pravni položaj-, ki. ga pod' določeni¬
mi pogoji pridobi, odnosno izgubi oseba v odnosu na dano
bivališče.

Pri selitvah zapusti oseba k raj svojega s ta r e -
g a bivališča (odselitveni sapusti.tveni kraj, plače of
origine, of departure) ter se preseli v kraj no¬
vega bivališča  (doselitveni, priselitveni
kraj, plače of dostination, of arrival).

Razlikujemo med z urn"a n j 1 mi in n o trap  -
j i m i seli tvami ", glede na to'ali ležita odselitveni
in priselitveni kraj znotraj istega geografskega področ¬
ja, ki nam služi za’ izhodišče proučevanja selitev, ali
pa leži eden teh krajev znotraj, drugi pa zunaj njego¬
vih meja. Zunanje selitve spremene število in strukturo
prebivalstva danega področja, notranje, preselitve pa
samo njegovo krajevno razporeditev.

Pojem zunanjih selitev ponavadi enačimo's pojmom m e d -
n a rodni  h  selitev, to se pravi, da jemljemc^kot

134

izhodiščno področje opazovanja državno področje. V tem
primeru h orno imenovali notranje selitve tudi n a -
C i onalne  selitve. Mednarodne selitve moremo
ločiti zopet na kontinentalne in prekooceanske. Nacional-
ne"'selitve pa so lahko z vidika nižjih upravno-t-eritorial-
nih enot m e d r e p u b 1 i š k e.- in repub¬
liške  selitve, to je' selitve, znotraj dane republi¬
ke/ Te so zopet m e d o k r a j n e in okraj-
n e (to je znotraj danega okraja), slednje med¬
občinske in občinske  in te navsezadnje
medkrajevne in krajevne  (med zasel¬
ki ali hišami istega kraja).

Glede na § m e  r selitvenega gibanja imamo z vidika
določenega geografskega področja v s e 1 it v e $mi-
gručije) in izseli  -t v: e' (emigracije). Če ne
gre za mednarodne selitve, govorimo ponavadi o priselit¬
vah in odselitvah (in-mignation, out-migration). V ko¬
likor se izseljenci zopet vrnejo v svoj odselitveni
kraj odnosno državo, govorimo o r 'e, m i g r a c i j a h
ali o p o v r at n i h selitvah. Če je povratna se¬
litev organizirana po javnih oblasteh, gre za r e p a ~
t r i a c i j o ., . ,

Glede na d b 's &  g selitev razlikujemo paša¬
mi  .n  e (individualne) in skup  i n. s k e (ko¬
lektivne) selitve. Pri skupinskih selitvah še selijo
cele družine ali druge sociološke ali ekonomske skupi¬
ne prebivalstva:(isti poklici recimo), če so skupinske
selitve po. obsegu zelo obsežne,, potem gre za ma¬
so v n e selitve, če so pa te povzročene po nekih
elementarnih ali drugih nezgodah in če niso organizira¬
ne od javnih oblasti, potem jim pravimo e k s o d a .

Z drugega vidika razlikujemo še prostovoljne
(spontane) in prisilne  selitve. V zadnjem pri¬
meru se ljudje selijo prisilno ali iz !  strahu pred silo.■
Med temi igrajo posebno vlogo;

I _z  g on i (ekspulsije), kjer javna oblast iz¬
žene cele- skupine prebivalstva, ne da bi jim nakazala
prostor novega prebivanja. -Če. ima izgon obenem povra¬
čilni značaj in javne- oblasti ne smatrajo- za primerno,
da prizadete osebe bivajo še naprej v svojem starem pre¬
bivališču, potem gre za depo.  rtaci  .j e (v Ita¬
liji; konfinacije) .

135

Evakuacija pomeni prisilno izpraznitev
določenega področja po javnih oblasteh z namenom,.da se
očuva prebivalstvo pred določenimi nesrečami (povodenj,
plazovi, tuja vojska). Vse osebe, ki so prisilno izselje¬
ne, se imenujejo i-zgnanci  (refugee.s). Če je iz¬
gnancem nakazan določen prostor za prebivanje (ne da bi
sicer imela selitev povračilni značaj), pravimo'takim
migrantom razseljene osebe  (D.P.t.j.
displaced persons), ■ kar se dogaja zlasti v primeru
t r a n s f era prebivalstva, t.j,  v primeru pri¬
silnih kolektivnih preselitev, ki jih organizirajo jav¬
ne oblasti. Do transferov prebivalstva pride zlasti pri
zamenjavah  prebivalstva med dvema državama.

Potem imamo še primer invazije  v primeru ne¬
nadne in masivne priselitve proti volji priselitvenega
ozemlja. .

0 i_ n f i 1  trači,  j i pa govorimo pri dolgo traja¬
jočih prišeljevcaijih po relativno malih in za domače
prebivalstvo neopaznih elementih.

Spoznali se bomo še na kratko z nekaterimi sociološkimi
pojavi, ki so v zvezi z zunanjimi migracijami.

Po prvotni fazi začetne p r_i 1 a g o d it ve (ako—
modacije) pride lahko do faze kulturne  p r i -

1 a g o d i t v e a&i  asi  m i 1 a c j ~J~e  ~ in kon¬
čno do faze p o p. o 1 n e- a s i m i 1 a c i^j e ■ pri¬
seljencev z avtohtonim prebivalstvom. N a t u r a 1 i -
za c i j a , t.j.  sprejem tujega državljana, ponavadi

-pospeši proces asimilacije,

V kolikor priseljenci ohranijo bistvene črte svojih na¬
vad in običajev, svojo nacionalno zavest in podobno, o-
stajajo tujerodna k o.Ioni  j a med avtohtonim pre¬
bivalstvom, kar često postavlja zelo delikatna vprašanja
koeksistence  . Koeksistenca lahko vodi do med¬
sebojne f u z i-j e med obema yr starna prebivalstva,kjer
se povsem pomešajo črte enega in drugega prebivalstva;
do i n t e g r a c i j e , ko se ena prebivalstvena sku¬
pina vtopi v drugi; ali pa do pojavov s e g r e g- a -
c i j e , kjer žive razna, prebivalstva eno poleg druge¬
ga na istem področju ter so razdvojena po preprekah, ki
jih postavljajo ali zakonski predpisi (Južna Afrika) ali

136

pa običaji, ki imajo namen preprečiti medsebojne kontak¬
te. (Južne države v ZDA).

6.2. POMEN SELITEV

Selitve so imele ogromen pomen v zgodovini prebivalstva
in ekonomskega razvoja posameznih, dežel. V prejšnjih ča¬
sih so odigrale glavno vlogo predvsem zunanje migracije,
med njimi zlasti prekooceanske, ko je evropsko prebival¬
stvo v veliki meri napolnjevalo neevropske dežele in
kontinente (Severna in južna Amerika, južna Afrika, Av¬
stralija, Sibirija). V novejšem času in v sodobnosti
igrajo vedno večjo vlogo notranje migracije, med njimi
zlasti notranje migracije ekonomskega značaja (selitve
med deželo in mestom). Velike vojne (zlasti prva in še
prav posebej druga svetovna vojna), zvezane s socialnimi
revolucijami, pa so v najnovejšem času dovedle ponovno
do silnih premikov prebivalstva in vstvarile situacije,
katerih urejevanje so prevzele celo razne mednarodne in¬
stitucije. Bogata terminologija, ki srno jo spoznali v
prvem razdelku tega poglavja, kaže na velik pomen, ki ga
imajo razne oblike selitev.

Pri kratki oznaki posledic, ki jih imajo selitve,treba
razlikovati med posledicami, ki se kažejo v izselitveni
deželi in med onimi, ki se kažejo v vselitveni deželi.

Za izselitveno deželo pomenijo izselitve, če se vrše v
znatni meri, občutno izgubo gospodarskih, kulturnih in
vojaških sil. Spremeni se starostno-spolna in poklicna
struktura prebivalstva. Ker zadevajo izselitve predvsem

1  moško mlado prebivalstvo, vplivajo negativno na nupcia-
liteto in nataliteto in ožijo proporc aktivnega prebi¬
valstva. Z izseljevanjem izgubi izselitvena dežela ne
samo neposredno en del proizvajalnega prebivalstva,am¬
pak z njim tudi en del če ne celotne izdatke, ki jih je
gospodarstvo izselitveno dežele investiralo v vzgojo in
poklicno pripravo izseljencev v času od njihovega rojstva
do izselitve. Poleg tega izgubi po navadi tudi del raz¬
položljivih sredstev, ki jih izseljenec odnese ob izse¬
litvi s seboj (stanov.oprema, dblovno orodje).

Vendar je vpoštevati tudi neke pozitivne posledice, ki
jih morejo imeti izselitve za izselitveno področje. Iz-

137 -

seljenci, ki so se zaposlili in gospodarsko uredili v
vselitveni deželi, pošiljajo v svojo ,: staro domovino" del
prihrankov in s tem dvigajo življenjski nivo prebival¬
stva izselitvene dežele, ter izboljšujejo njegovo pla¬
čilno bilanco. V kolikor je izselitvena dežela trpela, na
prikriti ali odkriti prenaseljenosti, pomeni izseljevan¬
je olajšanje relativne prenaseljenosti, kar na daljšo
dobo ne more ostati brez vpliva na dohodke domačega de¬
lavstva. Z izseljevanjem se na dolgo dobo požive trgo¬
vinski in kulturni stiki med staro in novo domovino,kar
je pravtako oceniti kot eno izmed pozitivnih posledic
izseljevanja.

Za vselitveno deželo ima vseljevanje na splošno ugodne
gospodarske posledice. Struktura prebivalstva vselitve-
ne dežele se ugodno spremeniš poveča se.mlado, inicia¬
tivno prebivalstvo; gre za prebivalstvo, ki se nahaja
v delovni dobi, polno ambicij in delovne energije. Za
priseljence ni treba amortizirati nobenih sredstev, ki
so bila vložena v njihovo dosedanjo življenjsko in zlas¬
ti poklicno pripravo. S svojo novo, svežo delovno silo
vseljenci povečavajo storilnost dela, krčijo novino,ob¬
delujejo zemljo in opravljajo morebitna druga dela, ki
jih domače prebivalstvo samo ne bi moglo ali ne bi hote¬
lo opravljati, ter neposredno doprinašajo k dvigu narodne¬
ga dohodka.

Kot slabe strani vselitev za vselitveno deželo so nagla-
šali nevarnost konkurence za obstoječo delovno silo,
pritisk na mezde, vnašanje tujega elementa v domače pre¬
bivalstvo, ki se včasih težko asimilira ter poraja no¬
tranje konflikte. Takšni in podobni momenti so dovedli
do raznih omejitev vseljevanja, ki je do njih med obe¬
ma vojnama prišlo.

138

6.3. STATISTIČNI POKAZATELJI SELITEV.

Osnovna statistična enota za merjenje selitev je
migrant  , t.j. oseba, ki je<prekoračila meje
danega migracijskega področja. Migranti, ki-so se
odselili iz področja A in priselili v področje B,pred¬
stavi ja jo migracijski  tok  (migration
stream) AB.

Pri vsakem migracijskem toku bomo-razlikovali s

migracijske področne  e n o -
t e , med katerimi selitve potekajo. Migracijske
področne enote so lahko različnega obsega. So la¬
hko kraji, občine, okraji, pokrajine, ljudske re¬
publike itd. Z določitvijo migracijskih področnih
enot odrejamo, katere migracijske tokove bomo v
načelu opazovali in katere ignorirali. Ignoriramo
vse migracijske tokove, ki potekajo znotraj
vsake migracijske področne enote 5 vposftevamo sa¬
mo tiste in vse tiste migracijske tokove, ki pre¬
stopajo mejo teh enot;

obseg,  t.j. število migrantov (M);

smer  , ki je dana z oznako odšelitvenih in pri¬
selit venih področnih enot AB odn. BA;

strukturo  , ki je dana z razčlenitvijo mi¬
grantov po demografskih, ekonomskih in družbenih
znakih, kot smo jih spoznali; v poglavju o struktu¬
ri prebivalstva;

raz dalj  o , ki je dana-s številom kilometrov,
ki ločijo področni enoti A in B (ponavadi bomo
predpostavljali, da poteka celotni migracijski tok
med glavnima krajema področnih enot A in B, recimo
med sedeži občin, okrajev, republik, držav.

Pri študiju migracije moramo vselej tudi določiti
migracijsko razdobje,  ki v nje¬
govem okviru opazujemo in merimo različne migra¬
cijske tokove. Najpogostejši migracijski interva¬
li, ki se uporabljajo pri migracijskih analizah,so
eno leto, pet let in deset let.

139

Migracijska gibanja med dvema področnima enotama A in B
se torej karaktepizirajo z dvema  tokovoma, s tokom AB
in s tokom BA (Mg^ in Mb a).Vsota  obeh tokov nam
daje obseg b r-u t o migracije med A in B, r a z 1  i -
k. a med njima pa obseg n e t o migracije ali migra¬
cijski presežek  . Neto migracijski tok se lahko
giblje ali v smeri AB ali pa v smeri BA glede na to,ali
je Mab večji ali pa manjši od Mba*

Z vidika določen  e— področne upigrac-i jske enote
se migracijski: tokovi, ki zadeva jr to enoto, kažejo'ali
kot imigracije (priselitve I) ali pa kot emigracije (od¬
selitve E). Določeno migracijsko področno enoto lahko to¬
rej ka rak t eri zri ramp številčno z obsegom imigracij v to
enoto (I), z obsegbm emigracij iz tej enote (E), z števi¬
lom bruto migracij' (I+E) in, : s številom neto migracij
(I-E) . (Gle j 'tabelo 63.I). :  ' j

.Če bomo želeli prikazati celotno sliko migracijskih to¬
kov na danem področju, bomo najbolje uporabili kom-  J
b i n a c i j s k to tabelo, kjer bodo v predkoloni po
vrsticah označene iz selitvene področne enote, v glavi
po stolpcih pa vselitvene področne enote. Vsako polje
bo označevalo obseg migracijskega toka med obema ustrez¬
nima migracijskima enotama (Glej tabelo 63.2). Zbirna
vrstica na dnu tabele bo vsebovala za vsako področno
enoto celokupne priselitve,  zbirni stolpec na
desni strani tabele pa celokupne odselitve  za
vsako področno enoto. Vsota zbirne vrstice odnosno zbir¬
nega stolpca (obe vsoti se morata vjemati, daje total
vseh selitev na opazovanem področju.

Če odselitveni zbirni stolpec dodamo v obliki vrstice
priselitveni zbirni vrstici (glej zadnje tri vrstice v
tabeli 63.2), lahko takoj ugotovimo za vsako migracij¬
sko področno enoto tudi pokazatelj bruto in neto seli¬
tev .

Zelo priljubljen je kartogramski način prikazovanja se¬
litvenih tokov,.kjer označimo vsak tok s puščicb, kate¬
re debelina je proporcionalna obsegu toka.

14o

Tabela 63 .1 Migracijski pokazatelji migracijske področ¬
ne enote IR Srbije. - Število oseb (v tiso¬
čih), ki so se v danem razdobju priselile v
LR Srbijo iz drugih IR, odnosno ki so se od¬
selile iz LR Srbije v drugo LR. Migracije v
tujino odnosno iz. tujine niso upoštevane.

Vir sP opis prebivalstva 1,948.

14-1

Tabela 63.2  Medrepubliške' migracije, -

Frekvence se nanašajo na število (v tisočih)
končnih  migrantov, ki so se iz svoje¬
ga rodnega mesta, preselili do popisa 1948 v
neko drugo'republiko.

142

Poleg  absolutnih  vrednosti migracijskih, po¬
kazateljev bomo pri globlji analizi migracijskih tokov
morali preiti na r ’e 1 a t i v n e pokazatelje ali
na migracijske .mere  .

Osnovna metoda sestavljanja migracijskih mer je povsem
analogna metodi, ki smo jo že spoznali pri dosedaj o-■
bravnavanih demografskih merah. Splošna formula za mi-
gracij sko mero se bo glasila ;

pri čemer pomeni Mg o bseg migr acij, P preb ivalstvo,: k i je
izpostavljeno migraci jskemu giba nju vj danem pelgracij.skem
intervalu, k pa je neka konstanta', ponavadi 1000.

Teoretično je vsaka živeča oseba izpostavljena možnosti
migracije (Čeprav je ta izpostavljenost pri nekih večja,
pri drugih manjša), tako ! da bi v imenovalec morali po¬
staviti vsoto let,; ki jih je preživelo prebivalstvo v
migračijskem intervalu. Kot dober približek bomo vzeli
ponavadi stanji; prebivalstva v sredini-migracijskega in¬
tervala ali : pa povprečno 'stanje iz števila prebivalstva
na začetku in na kbneu migracijskega 'intervala. ;

• • j * i

Z. vidika določenega  migracijskega področja
laSko izvedemo iz gornje splošne formule naslednje mi—
gracijske mere:

splošna migracijska mera
splošna emigracijska mera

bruto migracijska mera

neto migracijska mera

Slično kot smo pri globljem študiju fertilnoBii in smrt¬
nosti prešli od splošnih mer na specifične mere, bomo
tudi pri globljem proučevanju migracijskih gibanj upo¬
rabljali specifične  migracijsko mere.Splošna

143

specifična migracijska mera se "bo glasila

kjer bo Mg i  pomenilo število migrantov določene speci¬
fične kategorije (.spolne, starostne, poklicne itd.) in
Pi število prebivalstva iste specifične kategorije.Spe¬
cifične kategorije'se lahko oblikujejo samo:na podlagi
enega znaka, lahko pa tudi s kombinacijo več znakov (re¬
cimo s kombinacijo starosti, spola, poklica).

Specifične- migracijske mehe nam bodo služile za ugotav¬
ljanje in analizo d i f e r e n c i a 1„ n e m i g r a -
c i j e , to se pravi za ugotavljanje razlik, ki obstoje
v pogledu velikosti migracije med posameznimi prebival¬
stvenimi skupinami. Študij diferencialne.migracije nas
vodi neposredno v analizo faktorjev, ki.vplivajo na mi¬
gracijo. Predpostavimo, da želimo raziskati vpliv
spola  na migracijo. Izračunali bomo spolno-specifič-
no mero ter jo primerjali s■splošno migracijsko mero. Če
označimo z Mg m  število moških migrantov in 's P m  število
moškega prebivalstva določenega migracijskega področja,
gre za naslednjo primerjavo odn.razmerjev

Če bosta specifična in splošna mera isti, potem ne izgle
da, da bi vplival spol na migracijo; če 'pa bosta signi¬
fikantno različni, pa bomo nedvomno mogli zaključiti o
določenem vplivu spola na migracijo, -Haj še omenimo, da
lahko ugotavljamo diferencialno migracijo tudi tako,da
primerjamo spolno strukturo  med migranti s
spolno strukturo  v celokupnem prebivalstvu.
Očitno velja namreč, da je:

P

M

ali' mg m  : m

Mgm .  . ' ?m a Mg m

M

P

144

Doslej obravnavane, .migracijske mere imajo vse to slabost,
da se javlja pri njih v imenovalcu število prebivalcev sa¬
mo enega  migracijskega področja (bilo .odseli tvene-
ga ali priselitvenega), obseg migracijskega toka pa je,
kot smo videli, opredeljen in pogojen istočasno s prebival¬
stvom priselitvenega in odselitvenega področja. Zato se v
novejšem času predlaga, naj se uporablja namestu doslej
omenjenih migracijskih mer naslednja mera obsega (brzine)
migracijskega toka V:

ali pa'-V =

-L

Pt.

kjer pomeni Mg kot popreje obseg določenega migracijskega
toka med področnima enotama A in B (to se pravi bilo
Mob ali pa Hp a ). Pa  in Pp- je prebivalstvo migracijskega po¬
dročja področne' enote A odn. B in Pp celokupno prebival¬
stvo vseh področnih enot' opazovane geografske teritorije,
v okviru katere proučujemo migracijske';,.tokove, vključujoč
seveda tudi migracijski področni enoti.A in B. Totalno
prebivalstvo Pp tako predstavlja vsoto prebivalstva vseh
tistih področnih enot, v katere bi se•potencielno mogel
vsmeriti selitveni tok AB odnosno iz katerih bi mogel iz¬
virati. Odnosa Pp/Pp odn. Pa/^T  predstavljata rela¬
tivni  pomen prebivalstva področja B odn. A, to se
pravi strukturni proporc njihovega prebivalstva v celokup¬
nem prebivalstvu. Ce označimo ta strukturna proporca pre¬
bivalstva obeh področnih enot s p a  odn. pp lahko pišemo
gornje formule v obliki

"... V = L -- ~ ,. .  ali pa V = m B  •

. ?b Pa

’ • . . . ' . - ' „ , V V .

. V - * .’■* ' •’» " :

Gornja formula kontrolira oba skupna elementa vsakega da¬
nega migracijskega toka., to je obseg prebivalstva področ¬
nih enot A in B. Pri nadaljnji analizi lahko smatramo V
kot odvisno spremenljivko ter raziskujemo odnos ?  ki vlada
med njo in raznimi neodvisnimi spremenljivkami, v kate¬
rih pride do izraza delovanje različnih" faktorjev, kot
so struktura odselitvene področne enote, struktura prise¬
litvene področne enote, razlika v njuni strukturi, migra-

145

cijska razdalja itd. V kolikor bi se odkrila, v pona¬
šanju koeficientov Y  določena zakonitost, bi mogli
gornje formule uporabiti za prognozo projekcije bodo¬
čega obsega migracij, ki bi počivala na določenih pro¬
jekcijah prebivalstva v obeh migracijskih področnih
enotah in zveze med njihovo strukturo in koeficienti V.

6.4. STATISTIČNO ZAJEMANJE SELITEV.

Kako priti do podatkov o številu migrantov, obsegu,
strukturi in smeri selitvenih tokov?

Na področju statistike s elitev redko lahko nat ančno ugo¬
tavljamo osnovne statistične podatke o opazovanih’eno¬
tah - t.j. migrantih - ampak smo navezani na bolj ali
manj točne cenitve. Zato se posveča raznim načinom opa¬
zovanja zelo velika pozornost, zakaj od tega predvsem
zavisi točnost cenitev.

N j ^_T>os T >0 ' qinc> - mn to d o  zajemanja slone na siste¬

matičnem opazovanju posameznih selitvenih dogodkov.

Enota opazovanja je pri tem oseba-migrant, ki je preko¬
račila mejo danega področja. Primeroma izčrpno in za¬
nesljivo evidentiranje vseh enot se vrši pri preko-
ekonomskih selitvah, kjer lahko koristimo kot vir liste
pasažirjev na ladjah in avionih, p ri čemer  moramo seve¬
da razlikovati med migranti in potniki, ki ne menjajo
svojega stalnega bivališča. Pri celinskih selitvah,zlas¬
ti med deželami z gostim medsebojnim osebnim prometom,
ki se odvija preko železnic, motornih vozil, pa tudi
peš, je izčrpno registriranje prekoračenj mej zelo tež¬
ko zagotoviti. Za oporo morejo služiti podatki o šte¬
vilu izstavljenih viz, naselitvenih dovoljenj, dovoljenj
za delo in podobno. Idealno bi seveda bilo, če bi
vsakdo, ki prekorači politično mejo, izpolnil poseben
statistični listič, vendar obstoji upravičena bojazen,
da bi takšna mera utegnila oteževati in zavlačevati ob¬
mejni promet, ki že tako pogosto trpi na raznih admi¬
nistrativnih nevšečnostih.

Najzanesljiveje in najbolj izč rpno,  lahko, registriramo
selitve v primerih, kjer obstoje na opazovanih podro č-
jih registri nretrT^Slstva s  čvrsto organizirano tekočo
evidenco ~ selitev. Registri prebivalstva obstoje v neka-

146

terih•severnoevropskih deželah, v Jugoslaviji pa je bil
uveden samo na področju LR Slovenije. Vsaka oseha, ki
spremeni svoje stalno bivališče na področju LR Sloveni¬
je, je dolžna izpolniti poseben statistični list o se¬
litvah, ki vsebuje podobno kot statistični list o roj¬
stvih in smrtih vse za študij migracijskega gibanja po¬
membne podatke. Podrobnejšo in stalno analitično sta¬
tistično obdelavo tega dragocenega gradiva Zavod za sta¬
tistiko LR Slovenije za enkrat še ne vrši.

P-Q _,s r e d  n e metode zajemanja slone v osnovi vse
na podatkih popisov", EFITo da koristimo primerjavo o
stanju prebivalstva med dvema popisoma in z izločitvijo
naravnega gibanja pridemo do cenitve selitvenega presež¬
ka, ali pa da ocenimo selitve na podlagi splošnih ali pa
posebnih vprašanj, ki so vsebovane v popisnih programih.

a) Bilančna metoda  izhaja iz demograf¬
ske bilance, ki nam pove, da je začetno stanje prebival¬
stva povečano za rojstva in vselitve ter zmanjšano za
smrti in izselitve enako končnemu stanju v opazovanem
razdobju.

Iz to enačbe- sledi, da je razlika med vselitvami in iz¬
selitvami (tkzv. selitveni presežek ali neto selitve)
enaka razliki med začetnim ter končnim stanjem prebi¬
valstva, povečani za prirodni prirastek (t.j. za razli¬
ko med številom živorojenih in umrlih). Če označimo
stanje prebivalstva na začetku in na koncu opazovanega
razdobja, recimo leta, s P 0  odn.'s Pl, število vselitev
in izselitev z I odn. z E ter število živorojenih ter
umrlih z N in M, potem imamo:

I - E = (Pp - P 0 ) * (N - M)

Razliko med vselitvami in izselitvami imenujemo tudi
seJJ-t ^-eni sald o, s elitveni presežek odn. ne_to selit ve.
Selitveni presežek je lahko seveda pozitiven ali ne¬
gativen. V prvem primeru bo pomenilo., da se je več
ljudi vselilo, kot izselilo, v drugem pa, da je bilo
več izselitev kot vselitev.

Bilančna metoda nam daje dosti zanesljive cenitve, čim
lahko predpostavljamo, da sta oba popisa izvedena so-

147

lidno in da obstoji pravtako zanesljiva matična služba
o rojstvih in smrtih. Slabost te metode pa je v tem,da
nam daje le n e t o rezultat, to se pravi, da nam ne
pove, koliko je znašalo posebej vzeto število vseljen-
cev in koliko število izseljencev, pravtako pa seveda
ničesar ne vemo o strukturi migrantov in o smeri migra¬
cijskih tokov.

b) Metoda koeficientov preži¬

vetja.

Po tej metodi izhajamo iz stanja prebivalstva ob danem
popisu ter "oslabimo” prebivalstvo s pomo-čjo življenj¬
skih tablic do prihodnjega popisa. Primerjava med stan¬
jem prebivalstva ob prihodnjem popisu ter stanjem, do
katerega smo prišli z izračunavanjem, nam daje možnost,
da ne le ocenimo obseg neto selitev med obema razdobje¬
ma, ampak tudi njegovo strukturo po spolu in starosti,
kar je sicer redko.

c) Koriščenje podatkov popi  s_a :

Razlikovati moramo zlasti dva primera, ki se v praksi
popisov pojavljata:

1) 7 popisu se nahaja samo podatek o rojstnem kraju po¬
pisane osebe.

2) V popisu imamo poseben podatek o bivališču osebe ob
poprejšnjem popisu ali na nek prejšnji bližnji datum.

ad 1) Koriščenje podatka o rojstnem kraju je najpogostej¬
ša metoda koriščenja popisa za oceno migracije, zakaj
tak podatek se nahaja praktično v Vsakem popisu ter je
primerom zelo zanesljiv.

ad 2) Še bolje je, če vsebuje popis prebivalstva poseb¬
no vprašanje o tem, kje se je popisana oseba nahajala
alj, ob prejšnjem popisu ali pa ob nekem določenem drugem
datumu pred sedanjim popisom (recimo pred petimi leti).

V obeh primerih gre. v bistvu za isti metodološki posto¬
pek: iz dejstva, da se je popisana oseba nahajala ob
nekem prejšnjem trenutku (ob rojstvu, ob prejšnjem po¬
pisu, pred petimi leti) na nekem drugem kraju, kot ti¬
stem, kjer se nahaja ob popisu, sklepamo, da se je v

148

vmesnem razdobju očividno morala od tam preseliti v po¬
pisni kraj. Tako nam število oseb, ki so bile popisane
v kraju A, a so v nekem prejšnjem trenutku (ob prej¬
šnjem popisu, ob rojstvu) prebivale v nekem drugem kra¬
ju B, daje možnost cenitve obsega v vmesnem razdobju
priseljenih oseb iz B v A.

Vprašati se moramo, ali na ta način ocenjeno število
vseljencev daje resnično sliko obsega selitev v danem
področju. Odgovoriti moramo negativno. Ocena bo manjša
od resničnega števila in to iz dveh razlogov.

Predvsem so v oceni vpošievane'samo končne  se¬
litve, kot jih kaže trenutna slika ob popisu. Če se
je neka oseba, ki je bila popisana v kraju A in ki je
imela označen kot svoje bivališče ob nekem prejšnjem
trenutku kraj B, v vmesnem razdobju preselila iz B v A,
pa zopet nazaj v B, pa iz B v C in zopet nazaj v B,po¬
tem vse te vmesne selitve ne bodo vpoštevane.

Pravtako ne bo’v popisnem materialu sledu o selitvah
oseb, ki so se v vmesnem času preselile v tujino ter
o selitvah oseb, ki so medtem umrle.

Razlika med resničnim številom selitev in onim, ki jih
kaže število oseb, popisanih na enem kraju, a imajočih
svoje prejšnje bivališče,-.v nekem drugem kraju, bo ven¬
dar odvisna od' dolžine te vmesne dobe, Ce- bi n,pr. po¬
pis vseboval vprašanje o tem, kje so imele popisane o-
sebe svoje stalno bivališče recimo pred enim mesecem
ali enim letom, potem bo ta razlika zelo majhna. Čim
večje je vmesno razdobje, tem večja bo razlika« Zelo
velika bo vprimeru, če imamo edino podatek o roj¬
stnem  kraju. V tem primeru poleg tega ni določe¬
no neko čvrsto, za vse popisane osebe enako migracij¬
sko razdobje, ampak je to vmesno razdobje za posamezne
osebe različno. Pri osebah, ki so se rodile tik ob po¬
pisu, bo migracijski interval zelo kratek, pru starej¬
ših osebah pa se bo raztezal na 80 in več let- Negoto¬
vost, ki jo vnaša nedoločenost migracijskega razdobja,
se lahko odpravi do neke mere, ako primerjajo spre¬
membe  v obsegu migracije, kot jih dobimo iz po¬
pisa prebivalstva na podlagi rojstnih podatkov popisa,
pri dveh zapore,  dnih  popisih. Tudi tu
se moramo seveda zavedati, da so morebitne spremembe

149

do določene mere trudi rezultat sprememb v fertilnosti
in smrtnosti, ki so se dogodile v vmesnem razdob ju.Mi¬
slimo si, da smo ob popisu prebivalstva določenega po¬
dročja. ugotovili, da znaša število oseb, ki so se rodi¬
le' izven tega področja, 2o tisoč, ob naslednjem popisu
pa se je to število dvignilo na petindvajset tisoč.Ali
je pripisati razliko od 5 tisoč oseb izključno in v
polni meri na račun v razdobju izvršenih neto vselitev?
Očitno ne. Poleg teh je lahko igrala določeno vlogo tu¬
di sprememba smrtnosti prebivalstva, ki je ob prvem po¬
pisu bilo izkazano kot priseljeno prebivalstvo.

15o

- . .... J  VII.

OCENE  IN  PEN  SPE  K TI  V-.E •• 'P R E BI¬
VA L S T V A . :

71 UVOD. PREGLED PROBLEMATIKE A'

•• I. 'J  .. . »• * ' • ■

71.1 Uvod . • ; c  •• •

Popisi prebivalstva nam dado velikost in strukturo pre¬
bivalstva le vsakih deset let, v najboljšem primeru
vsakih pet let. Iz praktičnih in iz teoretičnih razlo¬
gov pa nam je potrebno poznati stanje prebivalstva tudi
v drugih časovnih momentih.

Če obstoji register prebivalstva (kot ga imamo n.pr. v
LR Sloveni ji), potem je mogoče iz njega ugotoviti stan¬
je prebivalstva v katerikolem trenutku (razen za bodoči
čas). Vendar je le malo dežel, ki vodijo register pre¬
bivalstva. Pa tudi v kolikor obstoji in v kolikor je
ažurno voden, je zamuden in drag posel, če bi hoteli na
podlagi registra prebivalstva vršiti pogoste rekapitu¬
lacije stanja prebivalstva, ne glede na to, da seveda
za oceno bodočega stanja register prebivalstva ne more
služiti.

V tem pogledu bomo spoznali neke najbolj pogosto upo¬
rabljene metode, s pomočjo katerih lahko pridemo brez
posebnih vzorčnih anket in brez pomoči morebitnega re¬
gistra prebivalstva do ocen o stanju prebivalstva iz¬
ven datumov, ko nam je poznano stanje na podlagi rezul¬
tatov popisov prebivalstva.

71.2 Tri vrste ocen.

Razlikovati moremo tri vrste ocen prebivalstva: medpo-
pisne, popisne in bodoče ocene.

Pri medpopisnih ocenah gre za ocene v razdobju med dve¬
ma popisoma, kjer koristimo podatke obeh popisov. Po-
popisne ocene predstavljajo ocene prebivalstva v raz¬
dobju od zadnjega popisa do sedanjega trenutka. Pri bo-

151

dočih - ocenah, pa ocenjujemo stanje prebivalstva za ka¬
terikoli trenutek v bodočnosti. Bodoče ocene'imenujemo
tudi perspektive prebivalstva.

71.3 Splošni pregled metod'

Spoznali bomo dve osnovni  vrsti metod
za oceno prebivalstva. Pri prvi vrsti gre za uporabo
različnih matematičnih funkcij, ki bolj ali manj ver¬
no odražajo splošni razvoj"prebivalstva v preteklosti
in njegov morebitni razvoj v bodoče. Pri drugi
vrsti se naslanjamo na podatke o rojstvih, smrtih in
selitvah ter jih povezujemo z določenim izhodiščnim
stanjem, kot ga nudi popis prebivalstva. Te metode ime¬
nujemo tudi input-output metode, ker izhajajo iz stan¬
ja prebivalstva ob določenem popisu, dodajajo temu stan¬
ju novorojence, in imigrante ter odvzemajo od tega stan¬
ja umrle in emigrante. Na takšnih osnovah moremo rekon¬
struirati verjetno stanje prebivalstva v nekem rnedpo-
pisnem ali popisnem trenutku, s pritegnitvijo določenih
hipotez o verjetnem bodočem gibanju smrtnosti in fer-
tilnosti ter migracije pa pridemo do ocen v bodočem
stanju prebivalstva.

Ocene, ki se naslanjajo na metodah druge vrste, so na
splošno boljše od uporabe matematičnih formul, zakaj
one upoštevajo podatke o konkretnem gibanju posameznih
bistvenih elementov razvoja prebivalstva ali pa delajo
glede njih povsem določene hipoteze. Matematične funkci¬
je izražajo vselerj le neko splošno; tendenco razvoja in
temeljijo na določenih izrecno izraženih ali pa molče
predpostavljenih hipotezah o splošni zakonitosti giban¬
ja prebivalstva. Doslej so se vse napovedi o perspektiv¬
nem, na daljše razdobje usmerjenem gibanju prebival¬
stva, ki so slonele na raznih matematičnih funkcijah,
izkazale za neresnične, čemur se ne bomo čudili, če po¬
mislimo, da je razvoj prebivalstva sicer izraz njego¬
ve biološke rasti, da pa so osnovni elementi te rasti
(smrtnost, fertilnost, selitve) v bistveni meri re-

152

zultanta določenega ekonomskega in družbenega razvoja.
■Uporaba matematičnih funkcij bo prišla v poštev pri
ocenjevanju prebivalstva predvsem v primerih, ko ni¬
mamo na razpolago zanesljivih podatkov o prirodnem
kn migracijskem gibanju prebivalstva. ,Tu bo mogla da¬
ti smiselno izbrana matematična funkcija, ki se bo pri¬
legala številu prebivalstva ob popisih, uporabne ocene
o stanju prebivalstva v medpopisnem razdobju. Pri po¬
pisnih in bodočih ocenah pa se bomo mogli nasloniti na
matematične metode samo za razdobja, ki so zelo malo
oddaljena od čvrstega izhodišč' ega podatka o stanju
prebivalstva,, kot ga nam dajejo popisi prebivalstva.

72- MATEMATIČNE METODE

72.1 Polinom^ne funkcije.

Najenostavneje ocenjujemo število prebivalstva z li-
nea rno interuolacij o  med dvema popisoma odn. z l i¬
ne arno ekstrapolaci jo na podlagi dveh popisov za raz-
doTJfje izza zadnjega popisa prebivalstva.

Če označimo s P^ stanje prebivalstva ob prvem popisu,
izvršenem v momentu t ;  s P^ +n  stanje prebivalstva ob

naslednjem popisu, vmesni časovni interval z n ter z
x časovni interval, ki je potekel od prvega popisa pa
do trenutka, za kateri želimo oceniti stanje prebival¬
stva, potem bomo izvršili linearno interpolacijo za
stanje prebivalstva v trenutku t+x po formuli;

t+x - p t 4* x  *

^t+n - -Pt
n

Primer.  Vzemimo si kot nalogo, da na podlagi
popisov prebivalstva v -Jugoslavi ji iz 1948 in 1953
ocenimo po gornji formuli stanje prebivalstva v sredi¬
ni leta 195o.

Iz Statističnih letopisov dobimo naslednje podatke o
številu prebivalcev (v tisočih) ;

.. Popis 15.3.1948; 15.842

< Popis 31,3,1953; 16.991

dejanski prirastek; 1,149

153

Časovni interval med obema popisoma znaša 5 let in 16
dni, to je 5.o4 let. Če delimo .dejanski prirastek s ča-
-sovnim intervalom, dobimo kot povprečni letni dejanski
prirastek 227,9 tisoč oseb.

Ugotoviti moramo še x, t.j. časovni interval med datumom
prvega popisa in 3°»6.195o. Ta interval znaša 2 leti in
lo7 dni odn. 2.29 let.

Če ustavimo te podatke v gornjo formulo, dobimo:

F, 30.6.195o = 3-5-S42 + 2,29 = 15.842 + (2,29)

(227,9) = 16.364

Ocena, ki jo daje Statistični letopis na podlagi input-
output metode (SG.,1959 p.54) znaša 16.346. Obe oceni
vodita v. tem primeru kot vidimo do skoraj identičnih
rezultatov.

Isto formulo moremo uporabiti tudi za ekstrapolacijo na
neko -stanje izza zadnjega popisa. Vzemimo, da želimo
oceniti stanje prebivalstva na dan 30.6.1957. Dodatni po¬
datek, ki ga potrebujemo, je edino x, to je interval od
prvega popisa 15.3.1948 do 30.6,1957. Ta interval znaša
9 let in lo7 dni ali 9-,29 let. če ustavimo to novo vred¬
nost za x v prejšnjo formulo, dobimo:

-- . ..— .j. *■

P30.6.1957 = 15.842 +(9,29) (227,9) = 17.959

Uradna ocena na podlagi input-output metode znaša
18 005. Tudi v tem primeru se obe oceni prilično tesno
ujemata.

Na mestu linearne interpolacije, ki predpostavlja, da
je letni prirastek konstanten, lahko uporabimo pri inter¬
polaciji polinom druge stopnje, ki ima obliko:

O

j =  a + bx + cx

Gornjo krivuljo lahko prilagodimo stanju prebivalstva
ob treh popisih in na podlagi nje izvršimo interpolaci¬
jo za poljubno stanje v nekom vmesnem trenutku. Te vrste

154

interpolacijo so uporabili na primeru dominikanske re¬
publike, kjer v preteklosti ni obstojala urejena vi-
talno-statistična služba ter so bili znani samo rezulta¬
ti treh popisov, ki so dali naslednje stanje prebi¬
valstva i

30.6.I888 417 000 oseb'

24.12.192o 895 000 oseb

13*5.1935 1479 000 oseb

Polinom druge stopnje, ki je prilagojen gornjim trem
točkam, je* dal naslednjo enačbo;

P’ = 879101 + 32159x + 554x 2 ,

kjer so x izraženi kot odkloni (v letih) od 3 °» 6 . 192 o.

Za medpopisne ocene in za popisne ocene, ki niso preveč
oddaljene od 1935 , je gornja formula povsem uporabna.Bi¬
lo bi pa neprimerno, uporabljati to formulo za popopis-
ne ocene, ki so v večji meri oddaljene od 1935  in še
manj za bodoče ocena, zakaj člen x^ predposravlja, da se
bodo prirastki (pozitivni ali pa negativni) s časom
stalno večali, kar pa ni verjetno v luči tega, kar vemo
o razvoju prebivalstva v svetu. Če bi na podlagi zgornje
formule izračunali perspektivo dominikanskega prebival¬
stva za leto 196 o, bi dobili 3  mil j’one prebivalcev in
za leto 1980 4.8 miljonov - ocene, ki so očividno brez
vsake teoretične utemeljitve.

72  »2  Eksponentne funkcije.

Druga metoda za oceno števila prebivalstva se naslanja
na eksponentno (geometrično) krivuljo, ki smo jo spo¬
znali že v.prvem.poglavju;



Simbol r predstavlja povprečno letno mero rasti; kako
se izračuna, smo videli v 12.4.

155

Vzemimo naš prejšnji primer obeli jugoslovanskih popi¬
sov prebivalstva iz 1948 in 1953 (gl.12.2) ter izra¬
čunajmo najpreje povprečno letno mero rasti po formu¬
li (Gl,12.4):

Izvršimo sedaj interpolacijo po^stanju 3o.6.195o,kjer
znaša x, kot smo videli, 2.29» Ge vstavimo ustrezne
vrednosti v gornjo formulo, dobimo s

Ekstrapolacija po stanju 30 , 6 .1957 pa nam da oceno:

Če.primerjamo pravkar dobljeni oceni z  onima, ki smo jih

dobili na podlagi linearne interpolacije, vidimo., da so
prvoomenjene nekoliko višje, da pa razlika ni visoka.

Formula geometrične krivulje, ki smo jo uporabili za pri¬
kaz rasti prebivalstva, sloni na predpostavki, da prebi¬
valstvo narhsča z  leta v leto s konstantnim odstotkom,kar
pa pomeni, da se absolutni letni prirastek z leta v leto
veča. Za medpopisne ocene in za popopisne ocene, ki ni¬
so preveč oddaljene od zadnjega popisa, je formula po¬
vsem uporabna, Ker se proces biološke rasti bolje izraža
z geometrijsko postopico kot z aritmetično, je po svojčm
smislu formula'geometrične krivulje prikladnejša in obi-
Čajnejša za prikaz rasti prebivalstva, kot pa formula
premice. Seveda ne smemo pozabiti, da vplivajo že na
prirodno  rast prebivalstva v bistveni meri so¬
cialnoekonomski pogoji, še očitneje pa to velja za se¬
litveni prirastek prebivalstva. Neka teoretična pred¬
nost uporabe geometrične funkcije napram linearni funkci¬
ji 'seveda v takšnih primerih povsem odpade.

P 3o.6.195o = (15842) (1+0,015) 2 * 29  * 16.412

P 3o.6.1957 =

(15842) (1.015 ) 9 * 29  * 18250

156

72.3'  L 'O  g ištična funkcija.

Logistična krivulja ima za razliko od dosedaj obravna¬
vanih funkcij to lastnost, da postaja v svojem gornjem
delu asimptotična. Krivuljo je odkril najpreje Verhulst,
v- novejšem času'pa•‘neodvisno od njega Pearl in Reed."~

Pear l je izučeval zakone rasti nekih organizmov ^'ome¬
jenem' oholju, zlasti razvoj bananine muhe, ter našel
pri tem funkcijo v obliki črke S, ki je odgovarjala po
svoji, notranji matematični logiki teoretični razlagi
rasti teh organizmov in se z empiričnimi podatki dobro
ujemala. '

Asimptotična lastnost logistične krivulje ima določeno
zvezo z rastjo prebivalstva v toliko, ker izkušnja ka¬
že, da nobeno prebivalstvo ne raste v nedogled, ampak
njegova rast po začetnem vzgonu pojema.

Za interpolacijo historičnega poteka nekega prebivalstva
lahko daje logistična-krivulja enako dobro prileganje
kot druge matematične funkcije, vendar ne vodi računa o
konkretnem poteku rasti prebivalstva. Za ekstrapolacije
v bodočnost pa je tudi logistična krivulja povsem neza¬
nesljiva. To se je pokazalo na mnogo primerih in je po- -
sledica dejstvi, ki smo ga že ponovno povdarili, da vpli¬
vajo na.rast prebivalstva v bistveni meri zelo kompleks¬
ni socialno-ekonomski faktorji,.ki jih matematična struk¬
tura logistične.krivulje ne more adekvatno izraziti.

-73 iEPUT-OUTPUT METODE ZA GLOBALNE OCENE
73»1 Splošni postopek

Pri tej metodi izhajamo iz splošne bilančne (input-
output) enačbe gibanja prebivalstva, po katero. je stan¬
je prebivalstva v danem trenutku enako stanju prebival¬
stva v nekem prejšnjem trenutku, povečanem za. prirodni
pjaUjagtek (razliko med živorojenimi in umrlimi) ter za
selj-i ^enfj pjciraetek (razliko med vselitvami in izselit¬
vami). Ce označimo rojstva, smrti, vselitve in izse¬
litve v časovnem intervalu n z M, I in E, imamo to-le
obliko osnovne bilančne enačbe prebivalstva;

157

P-fc+n ~ -^t + (N—M) + (I — E)

V kolikor so nam znani elementi H,M,I in S, lahko "brez
težave izvedemo medpopisne in popisne ocene,

73.2 Medpopisne in popisne
ocene .

V tabeli 73-1 je prikazan podroben postopek, ki ga upo¬
rablja naša uradna statistika za te vrste ocene. V na¬
ši tabeli smo uradno tabelo, ki se objavlja v Statistič¬
nih letopisih, nekoliko preuredili, tako da pride tehni¬
ka postopka čim jasneje do izraza. Kot izhodišče smo
izbrali stanje prebivalstva v sredini 1953. V nasled¬
njih stolpcih so dani za vsako koledarsko leto podat¬
ki o prirodnem prirastku, o selitvenem prirastku ter
na kraju o dejanskem prirastku kot vsoti prvih dveh
prirastkov»V predzadnjem stolpcu je izkazana polovica
dejanskega prirastka za vsako leto. G-lede na to, da se
nanašajo podatki vselej na sredino  leta, je
ocena izvršena tako, da je stanju prebivalstva v sre¬
di leta najpreje prišteta polovica  dejanske¬
ga prirastka v istem koledarskem letu tor p o i o v i -
c a dejanskega prirastka v naslednjem koledarskem le¬
tu. Vsota  teh'dveri polovičnih vrednosti, ki jih
je treba dodati stanju prebivalstva v sredina, danega
leta, je prikazana v zadnjem  stolpcu tabele.

Primer iz tabele 73*1 predstavlja po- popisno
cenitev. Ka povsem analogen način so izvedene tudi
medpopisne  cenitve v naši uradni statistiki.
Predno bomo vendar uporabili podatke iz vitalne sta¬
tistike in podatke o selitvah za medpopisne cenitve,
bomo te podatke predhodno uskladili z  rezultati obeh
popisov. Vzemimo primer medpopisnih cenitev za razdob¬
je med popisoma 1948'in 1953* S tem, da dodamo stanju
prebivalstva ob popisu 1948 dejanski prirastek za raz¬
dobje med obema popisoma, kot izhaja iz ustreznih po¬
datkov vitalne in selitvene statistike, pridemo do ce¬
nitve prebivalstva po stanju ob popisu 1953* V kolikor
se ta cenitev rr ujema s stanjem, kot ga je pokazal

158

H* -P* O
W fo Ol

4^

S

o

tV

tV

O

f3

IV

3

tri ra
iV >»
s-3

t>=* 43
O
tri

ro ro ro ro ro

.» 4^ hrt.  cn -4

<Ji  -~4 Sl <T>  C/l

43

O

tV

O

M

O

+

tV CO

tl®

til 1-3
tV
to <i

s n

o

tV

cn

P

o

N

a

p

p

H-

P

H-

tV

(D

cf

d O
43
4 H-
P 03
N H-
H d
O -

m

o co

<J o

P

CD

tv
o
I— 1
H-

IV

o

4

P

N

H

H-

IV

C_J.

o

e_i.

O

H-

N

H pj V
0 0 4
cf H-
P CO 4
• cf P
P 03
d 4 cf

4  < 3 -<. tV

P P P

4 45 <J
o 4
CD 4
o d p
O H' 01
CD <! H
4 P CD
CD 1— 1  Pj
-  m 4

c+ C-7.

<J CD

P 3

a 1

H-

<1

P

4-

<5

P

H Q
ro H
tV I—' cf CD
P ro <1 d
cf P CD
<3  <3
4
H-
ro

cf

CD

3

d

&

H <! H
H- CD
O ffl cf

H- 4  4
4  o -
p pb

4 H- H-

43

4

H-

ro<

cf

CD

<1

P

43

O

H

O

<3

P-

O

p

4

P

ro

cf
O
4  -

CD PL

P

PD

C_l.

H- CD

CD

P P
H-

<3 cf
4 P
ro P iV
cf ro o
P t->
c+ CD 43
H- pb 4
M P H’

cf C-J. Pb
H- CD CD
OCOCJ

I P

43
O
H
O
<3

H- p.
O O
P C_J.

Pbg
cd  ro
c_i. tv
P CD
4  otj
M P

tv

O 43
G. 4

P H-

I

H

H-
CSJ

d

O
Pl
H H-

cd  ro<

cf OC

P o

43 '
ro 4

CD CD

p 1
cf H-

CD

3

4

43

4

CD

I

I

o

d

d

cn

tv

I—!
»Tj

M

p

Oi

1-3

cn cn cn cn
co -4 <?> c”

cn cn
£» o*

4* 4* 4*

W 3 m V O CO

04 -v3 O W 4^ 4^

H 4 H N) H IO

m ^ O CD

"J o Cd  o cd  ro

^8 n n

g!

cn M !-■ o o

n *i » ^ v

Ol Ol ffi U *

to cn to cn

•P>

o

07 CT>

Ol Ol i p
w K> to ->3

1

h-»

Ol

tri

tv

f-3

£»

tri CO 43
tV 43 43
f3 ra tV
4 » U. tod

M <

d

M <d

CSK

M

<3

O

tv

o

d

43

tv

H

43  43
43  43
M M

cn

1-3

V

co

LV

tv

M

i-3

ra

co

tv

tv

M

f3

43  g
43 M
M cp

gg

CO O

f3 M

tv d

Tabela 73*1 letne ocene prebivalstva FLRJ na podlagi popisa in podatkov
o prirodnem in selitvenem gibanju prebivalstva.

159

popis 1953 » potem moramo oceniti tako zanesljivost obeh
popisov kot zanesljivost vitalnih ter selitvenih podat¬
kov. Če :smo prišli de prepričanja, da so podatki popi¬
sov zanesljivi in popolni, potem moramo presoditi kate¬
re podatke tekoče .prebivalstvene statistike (živorojene,
/umrle, izselitve, vselitve) moramo korigirati (ker jih
štejemo za manj zanesljive), da bi se ocena stanja pre¬
bivalstva za 1953 > kol 3° dobimo preko bilansne enačbe,
ujemala z rezultati popisa 1953« Na ta način dobimo ko¬
rigirane podatke tekoče prebivalstvene statistike, 'ki
jih zatem moremo uporabiti za izboljšane medpopisne oce¬
ne prebivalstva, naslanjaje se na input-output postopek,
ki je bil zgoraj obrazložen.

74 BODOČE OCENE .(PERSPEKTIVE) PREBIVALSTVA NAPODLA-
. Gl POSEBNIH 'HIPOTEZ 0 SMRTNOSTI, FERTILNOSTI IN MI¬
GRACIJI PO SPOLNO-STAROSTNIH SKUPINAH PREBIVALSTVA.

Prehajamo na kraju na ocene bodočega  prebi¬
valstva’, ki se naslanjajo na načela input-output meto¬
de. Pri njih moramo oceniti verjetni bodoči potek posa¬
meznih elementov bilančne enačbe, to se pravi smrti,
rojstev in selitev. Ti elementi so v bistveni meri od¬
visni od določene spolno-starostne strukture prebivalst¬
va, zato vršimo te ocene ne g 1 o b a 1 n o , ampak
posebej za- posamezne spolno-
‘starostne  skupine.  Za vsakega od na¬
štetih treh elementov moramo postaviti določeno h i -
•potezo  o verjetnem bodočem njegovem'razvoju. Po¬
stavitev hipotez je zelo delikaten in nelahek posel,pri
katerem se naslanjamo na podrobno analizo o dosedanjem
poteku zadevnega elementa in faktorjih, ki so nanj vpli¬
vali, ter.na oceno bodočega razvoja teh faktorjev. Da bi
ravnali čimbolj previdno, -se v novejših perspektivah
prebivalstva ne uporablja samo eh a hipoteza o raz¬
voju posameznih elementov, ampak kar t r i'a srednja,
nižja ali minimalna ter višja ali maksimalna. Na ta na¬
čin pridemo do treh ocen bodočega razvoja prebivalstva,
do srednje, do višje in do nižje, kar nam daje za¬
nesljivejšo -in realistične jšo predstavo o ver j etn em. bo-

16o

dočem poteku prebivalstva. V spodnjem številčnem pri¬
meru bomo radi enostavno uporabili samo. eno hipotezo.
Poglejmo si zapovrstjo na konkretnem številčnem prime¬
ru, .ki je dan v tabeli 74.1 in 74*2, kako postavimo
vsako hipotezo in kako na podlagi nje izvedemo konkret¬
ne računske postopke.

- 74 .I  Postavitev -hipoteze s m r t-
- no sti. Postopek o staranja
prebivalstva.  •

V tabeli 74.1 je vzeto kot številčni primer neko žen¬
sko prebivalstvo (in sicer samo njegcv del do 5o leta
starosti), kot je rezultiralo iz popisa v letu 196o.

... Naša naloga je, da izračunamo perspektivo tega prebi¬
valstva za leti 1965 in 197o. Starostna struktura te¬
ga prebivalstva po stanju 196o je dana v drugem stolpcu
tabele.

Najpreje moramo postaviti določeno hipotezo o verjet¬
nem poteku smrtnosti tega prebivalstva. Za osnovo hi¬
poteze o smrtnosti bomo vzeli najnovejše življenjske
tablice, ki so nam o t tem prebivalstvu na razpolago.
Vzemimo, da -smo' sestavili življenjske tablice na po¬
dlagi popisa 196o ter predpostavimo, da se v razdob¬
ju 196o-65 smrtnost ne bo znižala, da pa se bo v na- t
daljnjem razdobju 1965-69 znižala za določen odstotek.
To znižanje verjetno ne bo linearno, to se pravi v
-istem proporcionalnem iznosu za vse starostne letnike,
-ampak bo različno po starostnih skupinah, pri smrt¬
nosti dojenčkov in otrok v zgodnji mladosti recimo
večje, pri osebah v zrelih letih morda minimalno, mo-
- čnejše pa recimo zopet pri 'osebah v višji starosti.Kot
izhodišče bomo vzeli funkcijo q x  iz tablic smrtnosti
za posamezne starostne skupine ter primerjali morda
potek te funkcije za desetletja nazaj, ugotovili tren¬
de njihovih gibanj ter se, vpoštevaje splošni gospo-
•• darski razvoj v bodočnosti ter posebej razvoj zdrav-
: stvenih prilik in življenjskega standarda, končno od¬
ločili, za koliko odstotkov bomo pri vsaki starostni
"" skupini znižali ustrezno funkcijo a. Tako bomo pri-

Jv

. 161

Tabela 74,1 PRIMER IZRAČUNAVANJA PREBIVALSTVA.

Tabela 74»2.  OCENJEVANJE ŽENSKIH ŽIVIH ROJSTEV

162

šli  do  nove  serije vrednosti funkcije q x , ki ko
predstavljala našo hipotezo smrtnosti za razdobje 1965-
69.

Naša hipoteza smrtnosti bo torej predstavljena s d v e -
m a serijama funkcije q x . Prva  serija funkcije q x
bo identična s funkcijo, kot smo jo ugotovili na podlagi
življenjskih tablic za leto 196o. Nanašala se bo na raz¬
dobje 1960-64  ter bo pomenila, da za to razdobje ne pred¬
postavljamo nobenega znižanja smrtnosti napran stanju v
petu 196o. 3> r u .g a serija funkcije q x  se bo nanaša¬

la na razdobje 1965-69 ter bo implicirala določeno zni¬
žanje smrtnosti.

Potem ko smo določili za vsako razdobje določeno serijo
funkcije q x , moramo za vsako od teh serij izračunati u-
strezne koeficiente preživetja.
Računski postopek smo že spoznali v poglavju smrtnosti
v razdelku 46  in ga tu ne bomo ponavljali. V tretjem in
šestem stolpcu tabele 74.1 so vpisane vrednosti koefici¬
entov preživetja kot so bile izračunane na podlagi ustrez¬
nih življenjskih tablic za razdobje 1960-64  odn.1965-69.
Posebej opozarjamo na koeficiente preživetja v prvi vr¬
stici tabele (o,9671 za razdobje 1960-64  in o,97o5 za
razdobje 1965-69), ki se nanašajo na rojstva v tem raz¬
dobju. Postopek ugotavljanja teh koeficientov preživetja
je bil posebej obravnavan v četrtem poglavju na koncu
razdelka 46-.

Potem ko smo ugotovili seriji koeficientov preživetja,je
računski postopek "ostarevanja" prebivalstva is drugega
stolpca tabele 74.1 povsem enostaven. Vsak petletni sta¬
rostni kontingent prebivalstva iz drugega stolpca pomnoži¬
mo z ustreznim koeficientom preživetja ter rezultat vpi¬
šemo za eno vrstico niže  v četrti stol¬
pec. Kontingent žensk v starosti o-4 let v iznosu od
5931  pomnožimo s koeficientom 0.9932 ter rezultat 589o
vpišemo za eno vrstico niže v četrti stolpec, kar pomeni,
da bo od žensk v starosti 0-4 let, ki so bile pri ži¬
vljenju leta 1960  ostalo čez pet let še 589o in bodo ta¬
krat seveda stare od 5-9 let. Na isti način ravnamo z
ostalimi starostnimi skupinami žensk iz leta 196o. Tako
smo "ostarili" žensko prebivalstvo iz leta 1960  za pet
let in prišli do ocene stanja tega prebivalstva v letu
1965 (z izjeme podatka za prvo starostno skupino, o če-

163

mer bo govora kasneje). Na povsem analogen način zatem
prevedemo prebivalstvo po stanju 1965 z uporabo koefici¬
entov preživetja za razdobje 1965-69 na stanje 197o, ki
je vpisano v zadnjem stolpcu tabele. Podatkov za prvi
dve starostni skupini v tem stadiju računov zaenkrat še
nimamo in pustimo ti dve polji prazni.

74*2  Postavitev hipoteze f e r -
tilnosti. Ocena bodočega
št o vila živorojenih.

Če smo s postopkom pod 74.1 ocenili verjetni bodoči
output prebivalstva, to je odpad na račun smrtnosti, pre¬
hajamo sedaj na oceno njegovega inputa na račun roj¬
stev. Podobno, kot so nam služile kot izhodišče za for¬
muliranje hipoteze o smrtnosti življenjske tablice, nam
bodo za postavitev hipoteze fertilnosti služile tablice
fertilnosti odnosno v pomanjkanju njih tablice starost-
no-specifičnih mer fertilnosti. Problematika je tu po¬
vsem analogna kot pri tablicah smrtnosti. Na. podlagi
analize gibanja fertilnosti doma in v svetu ter s pri¬
tegnitvijo posebnih faktorjev, ki verjetno vplivajo na
fertilnost, moramo postaviti za vsako razdobje določeno
serijo koeficientov fertilnosti, ki pomenijo hipoteze o
verjetnem bodočem poteku fertilnosti. Izhodišče nam bo
vsekakor serija najnovejših koeficientov fertilnosti, s
katerimi razpolagamo, ter bomo koeficiente te serije gle¬
de na določene predpostavke primerno znižali ali pa po¬
višali.

V tabeli 74.2 sta dani v tretjem in šestem stolpcu seri¬
ji koeficientov fertilnosti, ki predstavljata formulaci¬
jo hipoteze fertilnosti za razdobji 196o-64 in 1965-69.
Vsak od teh koeficientov je pomnožen  s 5 gle¬
de na te, da bodo služili za obračunavanje števila ži¬
vorojenih otrok v petletnem  razdobju.

Potem ko smo postavili obe seriji koeficientov fertil¬
nosti, moramo v drugi in peti stolpec vpisati še ustrez¬
ne generacije žensk, na katere bomo te koeficiente upo¬
rabili. Podatke za to najdemo v stolpcih štiri in šest
tabele 74.1. Zatem enostavno pomnožimo medseboj drugi in
tretji stolpec ter peti in šesti in dobimo v četrtem odn.
zadnjem stolpci 1 ., koliko otrok bodo ženske ustreznih sta-

164

rostnih skupin rodile v zadevnih petletnih intervalih.

Če seštejemo vse vrednosti stolpcev 4 in 7> 'dobimo celo¬
kupno število otrok- ki jih bodo po tej cenitvi rodile
ženske v vsakem od dveh razdobji. Za razdobje 1960-64
dobimo vrednost 11 374 otrok in za razdobje 1965-69 vred¬
nost lo4o2 otrok. V teh številkah so zajeti otroci 0 -
b o jeg a spolai Ker pa imamo v našem šolskem pri¬
meru opraviti s perspektivo samo ž 'e n s k e g a pre¬
bivalstva, moramo vpoštevati med bodočimi rojstvi samo
ženske  novorojenčke. Zato bomo obe gornji vrednosti po¬
množili s proporcem ženskih rojsirev med vsemi rojstvi,
ki- velja pri opazovanem prebivalstvu (proporc znese
0 . 4854 ) ter tako našli na kraju oceno za verjetno bodo¬
če število ženskih živih rojstev za razdobje 1960-64  v
višini 5521 in za razdobje 1965-69 v višini 5o49. T i
dve številki sedaj vpišemo v

prazni n olji prve vrstice  ta¬

bele 74.1. Če.jih pomnožimo z ustreznimi koeficienti
preživetja, dobimo- na kraju popolne podatke o ocenjenem
bodočem številu ženskega, prebivalstva v letu 1965 in
197o.

74*3 Postavitev -hipoteze  o mi  —
g ra  c i j i .

Element migracije je v prebivalstvenih perspektivah naj¬
manj zanesljiv, zato se pogosto ocena migruči j v perspekti¬
vah sploh opušča. Y  kolikor pa jo vključujemo, morajo
postaviti neke kolikortoliko sprejemljive hipoteze ne sa¬
mo o gibanju globalnega števila neto migi očije, ampak tu¬
di o njeni spolno-starostni strukturi. Le redko bomo raz¬
polagali s podatki o gibanju migracije za prošlo razdob¬
je, specificiranimi po spolu in starosti, da bi lahko na¬
nje naslonili hipotezo o verjetni spolno-starostni struk¬
turi migrantov. Vsekakor bi bilo napačno v pomanjkanju
takšnih podatkov vzeti enostavno spolnostarostno struktu¬
ro celokupnega prebivalstva glede na to, da obstoje bi¬
stvene razlike v zadevni strukturi med migranti in celo¬
kupnim prebivalstvom.

Če smo napravili'neke razumne hipoteze o migraciji in o-
cenili število in spolno-starostni sestav migrantov za

165

posamezna razdobja, na katera se izračun'perspektive raz¬
teza, potem enostavno prištejemo- številke o migrantih
osnovni perspektivi, kot je bila.prikazana v tabeli 74.1,
s čimer pridemo do končne totalne perspektive. Glede na
relativno nizko zanesljivost perspektive glede migran¬
tov, se cesto ocene o migraciji podajajo posebej, oddvoje-
no. od osnovne perspektive.

166

REED -MERREL TABLICE ZA UGOTAVLJANJE SKRAJŠANIH TABLIC
SMRTNOSTI

(Lowell J.Reed and Margaret Merrell: A Short Method
i, for construting and abridged life table. The American
Journal of Hygiene, Vol.30, 1939 ,No. 2 .).

TABELA [.

167

TABELA )• {nadaljevanje}

168

TABELA I, (nadaljevanje)

169

Tabela II.

REEDO-MERREL TABLICE ZA UGOTAVLJANJE SKRAJŠANIH TABLIC
SMRTNOSTI (Lowell J.Reed and Margaret Merrell: A Chort
Method for constructing an abridged life table. The Ame¬
rican Journal of Hygiene', Vol. 30.1939, No.2).

17 o

REED-MERREL TABLICE ZA UGOTAVLJANJE SKRAJŠANIH TABLIC
SMRTNOSTI (Lovvell J.Reed and Margaret Merrell: A Short
Method for constructing an ahridged life tahle. The
American Journal of Hygiene, Vol. 30, 1939, No. 2.

Tahela III.

171

rFABElA  [ 11 (nadaljevanje)

172

TABELA (It {nadaljevanje5

577

289

993

688

374

o 52

721

382

o34

678

314

941

56o

171

773

368

954

532

lo2

664

219

765

3oo

034

356

871

378

876

37 o

054

261

135

oo4

869

729

585

435

282

124

961

173

TABELA II! (nadaljevanje)

828

824

819

816

81o

8o7

8o2

798

793

789

785

701

776

773

768

764

76o

756

751

748

744

739

736

732

728

723

79.o

716

712

7oO

7c5

7oo

697

693

609

686

682

673

674

671

667

!

I

>

NARODNA IN UNIUERZITETNA
KNJIŽNICA

00000420587