E G YES A R A B O R S Z Á G OK T E R M É K E N Y S É G I ÉS H A L A N D Ó S Á G I S Z Í N V O N A L Á N A K BECSLÉSE DR. V U K O V I C H G Y Ö R G Y
A z arab országok többsége — a többi fejlődő országhoz hasonlóan — fokozatosan áttér, v a g y áttért a tervgazdálkodás valam ilyen form ájára, ami sürgetően szükségessé teszi a dem ográfiai ism érvek minél pontosabb ismere tét. A legtöbb arab országban — az Egyesült A rab Köztársaságot k ivéve — a népességi adatok gyűjtése viszonylag rövid időszakra nyúlik vissza és sok esetben még ma sem folyik rendszeresen. A népszámlálások pontossága a kor bevallási hibák és főleg a nők esetében tapasztalható hiányos számbavétel m iatt nem kielégítő és a népszámlálási adatokból g y akran igen kevés v a g y fél revezető következtetés vonható le. A z Észak-afrikai D em ográfiai In tézet ezért egyik legfontosabb kutatási feladatának tekin ti olyan dem ográfiai mutatók kialakítását, am elyek többékevésbé híven és pontosan jellem zik az arab országok népesedési helyzetét (1). A z ez irányú elemzések 1964 novemberében kezdődtek „ A z arab országok dem ográfiai jellem zőinek becslése” (Estim ation of Dem ographic Param eters for A rab Countries) c. kutatási tém a keretében. A z adatok közzététele 1966 végére várható, eddig az elm életi kérdések tisztázása és a módszer meghatá rozása történt meg. A z alábbi tanulmányban röviden ism ertetjük a paramé terek becslésének elméleti problémáit. I.
A R E N D E LK E Z É S R E
ÁLLÓ
A D A TO K
Számos arab ország tesz közzé népességi adatokat, m elyek részben nép számlálási és népmozgalmi statisztikai feldolgozáson, részben különböző becsléseken alapulnak. A z 1. táblában az 1960 körüli évekre vonatkozó fon tosabb adatokat ism ertetjük. A kutatási téma csak a táblában feltü n tetett országokra vonatkozó demográfiai jellem zőkre terjed ki, mert három jelen tősebb arab ország, Libanon, Szaud-Arábia és Jemen népességéről semmiféle olyan adat nem áll rendelkezésre, am ely bárm iféle elemzés kiindulópontja ként szolgálhatna. íg y ezeket az országokat kizártuk a kutatási tém ából1. 1 Libanonban a legutolsó népszámlálás 1937-ben volt, az anyakönyvezett népmozgalmi ese mények alapján továbbvezetett népességszám is hibás. A szaud-arábiai statisztikai hivatal igazga tójától nyert értesülések szerint most folyik az első reprezentatív (10 %-os) demográfiai adatgyűjtés, amely a letelepült népességre terjed ki. A z adatok közzététele egy éven belül várható. Jenien né pességéről nincsenek demográfiai adatok. Jemen és Szaud-Arábia népessége feltehetőleg stabil, na gyon magas, 3,5— 3,8 közötti bruttó reprodukciós együtthatóval.
ARAB
Mutató (1)
ORSZÁGOK
Ma rokkó Algéria
1. Népességszám (e ze r fő ) . . . . 11 026 10 788 2. 0— 14 évesek arán ya az össznépességben .............. 0,44 0,46 3. N y e rs szüle tési aránysz. . 46,1 43,2 4. N y e rs h alá lo zási aránysz. . 18,7 13,7 5. T erm észetes szaporodás . . 27,4 29, ö fi. H ázassági arányszám . . 7,4 9,5 7. Csecsemő h alandóság . . 149,0 117,9
Líbia
Tuné zia
1 089 3 783
0,41 43,0
EAK
Jor Szudán dánia
26 085 10 203
0,43
0,43
1 706
0,45
Szíria
Irak
Kuwai 1
4 565
6 340
322
0,46
0,45
0,33
35,6
42,9
51,7
41,5
32,4
10,2
47,4
8,5
16,9
18,5
7,2
5,9
4,0
6,8
32,1
26,0
33,2
34,3
26,5
6,2
40,6
7,6
5,7
2,5
49,5
26,3
29,1
8,4 ■
163
DEMOGRÁFIAI JELLEMZŐI
109,5
133,9
93,6
Jegyzetek. (A számok a mutató sorszámát jelentik.)
A z 1. tábla több ellentmondó körülményre hívja fel a figyelm et. A z egyik az a feltűnő különbség, m ely egyfelől Marokkó, az Egyesült Arab K öztársa ság és Szudán, másfelől a többi arab ország mutatói között található. A nyers születési és halálozási arányszám viszonylag magas, elsősorban Marokkóban és Szudánban. A többi országban részben a születési, részben a halálozási arányszám viszonylagos alacsony vo lta jelzi, hogy az anyakön yvezett nép m ozgalm i események alapján szám ított m utatók korántsem tükrözik a való ságot. A z anyakön yvezett népmozgalmi eseményeken alapulnak az Egyesült 3
164
DR.
V U K O V IC H
G Y Ö R G Y
Arab Köztársaság adatai is, míg a marokkói arányszámok az 1962-ben végre h ajto tt általános reprezentatív felvétel ( „ l ’ Enquete a l’ objectif m ultiple” ), a szudáni adatok pedig az 1955/56-os népszámlálás alapján végzett EN SZ becs lések eredményei. Sem az életkörülmények, sem a társadalmi-gazdasági hely zet nem különbözik lényeges mértékben az arab országokban — pontosabban az egyes országok népességének nagyobb hányadánál — ezért nem valószínű, hogy a dem ográfiai mutatók ilyen eltérők legyenek. A születések arányszáma több ország esetében összeegyeztethetetlen a 15 éven aluliak arányával is, h olott köztudott, h ogy a szóban forgó országokban a hiányos népszámlálási szám bavétel éppen a 15 éven aluliak (elsősorban a 0 - 4 évesek) korcsoportját érinti, íg y ezek aránya valószínűleg a táblában közölteknél magasabb. A z ősi társadalmi-vallási szokások megőrzöttsége is rendkívül magas termékenysé get feltételez. A z adatok arra utalnak, hogy az egyes arab országokban az anyaköny vezés színvonala változó, de semmiképpen sem megfelelő, így az ennek alap ján szám ított m utatók elfogadhatatlanok. A m arokkói és szudáni adatok még az Egyesült Arab Köztársaság mutatóinak pontosságát is kétségessé teszik. A z, hogy a közölt arányszámok itt sem tükrözik a tényleges helyzetet, kide rül abból is, hogy az egészségügyi központokkal (un. H ealth Bureau) rendel kező falusi körzetek korspecifikus halálozási arányszáma és nyers születési arányszáma jó v a l magasabb, m int az ilyen központokkal nem rendelkezőké, ami az utóbbiakban fennálló igen hiányos szám bavételre utal2. A születési arányszámok szintje alapján elfogadhatatlan az 1. táblában szereplő csecsemőhalálozási adatok többsége is (Jordánia, Szíria, Irak). Összegezve az 1. táblából levonható tanulságokat, az arab országok töb b ségében a term ékenységi és halandósági mutatók a feltételezhetőnél jó va l ala csonyabbak. Szükséges tehát, hogy ezeket a m utatókat m egfelelő módszerek segítségével becslés alapján m egbízhatóbban meghatározzuk és a népesség szám továbbszám ítását ezek alapján végezzük el. II.
ÁLT AL ÁNOS MÓDSZERTANI PROBL ÉMÁK
A népm ozgalm i statisztika megbízhatatlansága következtében a szüle tési és halálozási arányszámok becslésének kiindulásául szolgáló egyedüli adat forrás a népszámlálás lehet. A z egyes arab országokban végreh ajtott népszám lálások különböző pontosságúak, a korbevallási hibák és kihagyások mértéke országonként és népszámlálásonként változó. Legm egfelelőbbek az 1960 kö rül végreh a jtott népszámlálások adatai. A kormegoszlás és néhány egyéb népszámlálási ism érv alapján történő becslés csak akkor végezhető el, ha fel tételezzük, h ogy az arab országok népessége stabil v a g y quasi-stabil állapot ban van. A quasi-stabilitás a legtöbb ország esetében feltételezhető, nincs adat, m ely ellene mondana az állandó term ékenység feltételezésének. A z Egyesült Arab Köztársaság népmozgalmi és népszámlálási adataiból szám ított kor specifikus term ékenységi arányszámain alapuló, egy nőre jutó összes szülések 2 A megbízható anyakönyvezéssel rendelkező területeken a mohamedán népesség születési arányszámai igen magasak. Egyiptomban például az ún. egészségügyi központokkal rendelkező falusi körzetekben az anyakönyvezés majdnem teljesnek tekinthető és a nyers születési arányszám 1960-ban 48,5 %0; a nyers halálozási arányszám pedig 22,1 % 0. Részletesebben lásd: G. Vukovich: The U. A. R. Project of Measuring Vital Rates in Rural Areas. U. N. W orld Population Conference, Belgrade, 1965. Paper: B. 6 (I/E) 68.
A R A B
ORSZÁGOK
D E M O G R Á F I A I
165
J E L L E M Z Ő I
száma igen közel esik egymáshoz. A z így szám ított bruttó reprodukciós együttható a népszámlálási adatok alapján 2,93, a népmozgalmi adatok alap ján 3,21 (1960-ban). M eg kell jegyezni, hogy a népszámlálási adatokban a ki hagyások száma köztudottan nagyobb, mint a népmozgalmi adatok eseté ben. A kétféle számítással kapott görbék alakja eléggé különböző, de a bruttó f
ю
44
\
reprodukciós együ tth atóval jellem zett összegük I R b = f f(x ) d x ^ 2 7 f(x ) [ о 15 J igen közel esik egymáshoz. M indez arra utal, hogy a m últbeli term ékenység — legalábbis színvonalát tekin tve — azonos lehetett a jelenlegivel. A legtöbb arab ország népessége — íg y az Egyesült A rab Köztársaságé is — zárt, a kül földi vándorm ozgalom m értéke elhanyagolható. Í g y esetünkre érvényesnek látszik az a tétel, hogy jelenlegi kormegoszlásuk teljes mértékben m últbeli term ékenységük és halandóságuk függvénye és nem függ a korábbi korm eg oszlástól. A stabil népesség, mint ismeretes, hosszú időn át fennálló vá ltoza t lan halandósági és term ékenységi viszonyok által kialakított állandó term é szetes szaporodáson alapuló kormegoszlás (2). A termékenység, halandóság és szaporodás közötti kapcsolatot leíró főbb egyenletek a következők: со
f
•
e'rx p (x ) f (x ) dx = 1
(1)
О
a h o l: p (x ) — az x korév elérésének valószínűsége, f(x ) —
a korspecifikus termékenység.
A m in t Lotka kim utatta, r az (1) egyenlet egyetlen valós gyöke. H a az e~rx kifejezést hatványsorba fejtjü k , úgy:
со 1 = / p (x ) f(x ) dx — E f
со x p (x )f(x )d x +
-^2
а» / x 2p (x )f(x )d x
(2)
166
D R. V U К O V I С H G Y Ö R G Y
f e'ra p (x ) dx
(7)
О A z (1) egyenletből következik, hogy a nők szüléskori átlagos korát az alábbi egyenlet fejezi ki: /xe_ra p (x ) f (x ) dx Ar =
СО
f
-------
(8)
e-rx p (x ) f(x ) dx
О
A r és T numerikus értéke közel áll egymáshoz, jelentésük azonban természe tesen különböző. A z alapegyenletek jól m utatják, hogy változatlan term ékenység és ha landóság esetén a népességet leíró összes paraméterek összefüggnek, és egyik a másikból kiszám ítható. K ésőbb rátérünk a paraméterek gyakorlati kiszá mításának problémájára is. H a a népesség stabil v a g y ehhez közeli állapot ban van, anépmozgalmi m utatók viszonylag kis hibával megbecsülhetők. Quasi-stabil állapot esetén m eg kell határozni egy kezdeti stabil népességet, amelynek csökkenő halandósággal történő előrebecslése a tényleges népesség hez hasonló modell-népességet ad (3). It t m eg kell jegyeznünk, h ogy term é szetesen nem egy, hanem több modell-népesség számítására van szükség és a megfelelő népesség kiválasztása a legkisebb négyzetek alapján történő egyez tetéssel hajtható végre. A megoldásra váró egyik gyakorlati probléma ezek után az, hogy milyen korspecifikus term ékenységi és halandósági színvonalakkal számítsuk a sta bil népességi rendszert. Szükséges feltétel volt, hogy m indkét tényező, de fő leg a term ékenység esetében a korspecifikus adatok lehetőleg megközelítsék a görbék tényleges alakját. A z arab országok esetében nem rendelkezünk sem a termékenységre, sem a halandóságra m egfelelő korspecifikus adatokkal, am elyek alapján bár miféle becslés elvégezhető volna. Halandósági táblát csak az E A K -b an
ARAB
ORSZÁGOK DEMOGRÁFIAI
JELLEMZŐI
167
mok becslésére a népszámlálási adatokból, de ezek nem já rta k eredménnyel, m ert az alapadatok olyan hibásak, hogy semmiféle standard módszerrel nem korrigálhatok. A következőkben a modell-rendszer egyes elemeinek becslését ism ertet jük, am elyet az alapadatok hiányában néhány feltételezés alapján végeztünk. III. A H A L A N D Ó S Á G I S Z IN T E K H A LA N D Ó S Á G BECSLÉSE
ÉS A K O R S P E C I F I K U S
M int már em lítettük, az Egyesü lt Arab Köztársaságra vonatkozóan sem rendelkezünk megfelelő korspecifikus halandósági adatokkal. A z egyiptom i ha landósági táblák részben egyes demográfusok becslése3 (4), részben hivatalos, a statisztikai szervezet által közzétett táblák. A legutolsó hivatalos halandó sági tábla 1960-ra vonatkozik és az 1959., 1960., 1961. évi népmozgalmi ada tok, valam int az 1960. évi népszámlálás kormegoszlásán alapszik (5). A z 1960. évi hivatalos halandósági tábla születéskor várható átlagos élettartam a (e0°) a férfiaknál 51,6, a nőknél 53,8 é v ; az egyéves kor elérésének valószínűsége (q0) — ami különben a csecsemőhalandóság m egközelítő értéke is — férfiak nál 0,1075, nőknél 0,1178 és meglehetősen szokatlan, 0,91-es nemi arányt mutat. A m eghaltak korának medián értéke 64,5 év a férfiaknál és 70,5 év a nők esetében, m íg a stacioner halandósági arányszám értéke 19,4%0 a férfiak nál és 18,6% 0 a nőknél. K orábbi m egjegyzéseinket is figyelem be véve, úgy látszott, hogy a tábla alábecsüli a halandóság színvonalát, különösen csecse mőkorban. Célszerűnek látszott tehát egy új halandósági tábla számítása, am ely lehetőleg mentes az 1960. évi hivatalos tábla torzításaitól. E m lítettü k már, hogy igen nagy különbségek vannak az egészségügyi központokkal rendelkező és nem rendelkező falusi népesség népm ozgalm i adatai k özött és ez a m egfigyelés v á lt az új halandósági tábla készítésének alapjává. A z egészségügyi központokkal rendelkező falusi körzetek halandó sági arányszámait korcsoportonként a falusi népesség súlyaival beszorozva és a városi arány számokat a m egfelelő korcsoport városi népességének súlyá va l véve, új korspecifikus halandósági arányszámokat szám ítottunk. A 0 és 1— 4 évesek arányszámait a két nemre együttesen k ellett m egállapítani, mert nemi arányuk még a viszon ylag jó l anyakön yvezett területeken is magasabb leányhalandóságot jelez, ami feltehetően az elhalt fiúcsecsemők leányként való anyakönyvezésével magyarázható. A két nemre együttesen szám ított csecsemőhalandóságot ( q0) a különböző csecsemőhalandósági színvonalú or szágok adatainak elemzése után egy hiperbola segítségéve] választottu k szét nemek szerint. A hiperbola param étereit harminc m egbízható adatszolgál tatással rendelkező ország két nemre szám ított csecsemőhalandósági arány számai és nemi arányuk egybevetésével szám ítottuk ki és a következő értéke ket nyertük: ( 9)
3 A z egyiptomi népességre számított nem hivatalos halandósági táblák közül elsősorban Kiser, El-Badry és Abdel-Aty munkáit kell megemlítenünk. Mindhárman a népesség kormegoszlásá ból becsülték a halandósági táblát, de különböző időszakokban és eltérő módszerekkel.
168
DR.
V U К OV I СH G Y Ö R G Y
q0 — a két nemre együttesen szám ított csecsemő halandóság. A z így k ialakított korspecifikus halandósági arányszámokról feltételeztük, hogy E gyiptom halandóságának minimális szintjét képviselik, az arányszámok ál tal kialakított görbe lefutása pedig jellem ző az egyiptom i halandóságra. A korspecifikus halandósági arányszámokat a szokásos módszerrel (a Reed— M e rrel fü ggvén yek segítségével) elhalálozási valószínűségekké ( qx) ala kítottu k át és néhány egyszerű kiigazító eljárással helyesbítettük. A számítá sok során ötéves korcsoportokra határoztuk: meg az elhalálozási valószínű ségeket, m ert az egyes arab országok népszámlálási adatai csak ötéves kor csoportokra összevonva használhatók, több ország pedig nem is közöl koréves adatokat. A z ötéves korcsoportok alkalmazása néhány egyszerűsítő feltéte lezést tett lehetővé, m elyek nem voltak a pontosság rovására, de a számítások elvégzését m egkönnyítették. A feltételezések a következők:
A z új halandósági táblát a következő paraméterek jellem zik: a születés kor várható átlagos élettartam a férfiaknál 46,4 év, nőknél 50,5 é v ; a 0 évesek elhalálozási valószínűsége ( q0) 0,1617 a férfiaknál és 0,1480 a nők esetében. A valószínű élettartam (az elhalálozási kor m ediánja) a férfiaknál 59, a nőknél 66 év, m íg a stacio n ér halandósági arányszám m egfelelő értékei 21,6 és 19,8%0A halandósági tábláról feltételezzük, h ogy az az Egyesült Arab Köztársaság 1960 körüli halandósági szintjének minimum-becslését adja. A z új, becsült halandósági tábla (a következőkben B H T ) megszerkesztése után felm erült a kérdés, hogy találhatunk-e hasonló lefutású halandósági görbéket a többi arab országban, v a g y valam elyik halandósági tábla-m odell csoportban. A B H T -t ezért a legkisebb négyzetek módszerén alapuló vizsgálattal részletes összehasonlításnak vetettük alá a halandósági tábla-modellekkel. M odellként részben az E N S Z (6), részben az ún. princetoni regionális halandósági táblá kat (7) használtuk. A z E N SZ halandósági tábla-m odellekkel nem értünk el jó egyezést, ami arra utal, hogy e modellek, melyek igen sok halandósági tábla felhasználásával és azoknak m integy átlagaként készültek, egyes kisebb régi ók v a g y országok halandósági színvonalának becslésére nem m indig alkalma sak. Jó egyezést kaptunk viszont a princetoni halandósági tábla „ D é l” csoport ja „1 5 ” szintjével. A 0 és 1— 4 évesek halandósági valószínűségeit nem vettük figyelem be az összehasonlítások során, m ert ezek a B H T esetében jó v a l ma gasabbak, m int bárm elyik, hasonló színvonalú halandóságot jelző halandósági táblánál. A B H T olyan halandósági viszonyokat tükröz, am elyre igen magas csecsemő- és kora gyerm ekkori, és — valószínűleg ennek szelektáló hatása eredményeként — mérsékelt felnőttkori halandóság jellem ző. A viszonylag
A R A B
ORSZÁGO K
D E M O G R Á F I A I
JE L LE M ZŐ I
169
rossz egészségügyi és gazdasági viszonyok csak a megfelelő fizikai konstitúciójú gyerm ekek továbbélését teszik lehetővé, akiknek felnőttkori halandósága, a járván yok és éhínségek megszűnése következtében viszonylag alacsony. A princetoni m odellek „ D é l” csoportja 15. szintjével való viszon ylag jó egyezés alapján halandósági tábla-m odell rendszert alakítottunk ki. F eltéte leztük, hogy az arab országok halandósága az idő függvényében ugyanúgy fog alakulni, mint a princetoni modell „ D é l” csoportja. E csoport egyes halandó sági tábla szintjeinek a 15. szinthez viszon yított korcsoportonkénti relatív csökkenését, illetőleg növekedését a B H T -re alkalm azva különböző szintű elhalálozási valószínűségeket szám ítottunk az 5— 9 évesek korcsoportjától valam ennyi korcsoportra. A 0 és 1— 4 évesek korcsoportjának különböző szinteken várható értékeit lineáris becsléssel szám ítottuk ki, feltételezve, hogy a nemi arány alacsonyabb halandósági szintek felé haladva fokozatosan em el kedik. N y o lc halandósági tábla számítására került sor, am elyeket 1.0-tól 1.7-ig számoztunk, a B H T sorszáma 1.5. 2. A z arab országokra számított halandósági tábla-modellek néhány paramétere Некоторые параметры таблиц-моделей смертности, исчисленных по отношению к араб ским странам Some parameters of model life tables calculated for Arab countries Halandósági szint (2) az Mutató (1)
1.0
1.1
1.2
1.3
1.4
1.5
1.6
1.7
számú halandósági táblában (3) 1. F é r fia k : e g ...................
35,1
37,4
39,7
42,0
44,2
46,4
48,6
50,7
e?o...................
50,1
51,2
52,2
53,2
54,3
55,2
56,2
57,2
1: e ° * ...................
0,0285
0,0252
0,0267
0,0238
0,0226
0,0216
0,0206
0,0197
2. N ő k : p O ................... eo
39,2
41,2
43,5
45,9
48,2
50,5
52,7
54,9
e?o...................
54,0
55,1
56,3
57,5
58,6
59,6
60,7
61,8
1 : e g * ...................
0,0255
0,0244
0,0230
0,0218
0,0208
0,0198
0,0190
0,0182
* Stacioner halandósági arányszám.
Горизонтальная графа: (1) Показатели; (2) Уровень смертности; (3) В таблицах смерт ности . . . Вертикальная графа: 1. Мужчины; 2. Женщины. Heading: (1) Indicator; (2) level of m ortality; (3) in life table number . . . Lateral text: 1. Males; 2. females.
A z elemzések során arra a következtetésre jutottunk, hogy az Egyesült Arab Köztársaságon kívül legalább m ég egy arab országban, Algériában, ha sonló lefutású halandósági görbék találhatók. A z algériai 1948. és 1954. évi népszámlálás kormegoszlásának átlagaiból — a korösszetétel stabilitását fel tételezve — halandósági táblát szám ítottunk. A k ét népszámlálás korm egosz lásainak átlaga ugyanis igen szabályos lefutású görbét ad, a torzítások rész ben kiegyenlítik egymást. A halandósági tábla számítása ilyen esetben indo kolt, m ert jobb képet adhat a korszerinti halandóságról, mint bárm ely mo dell. E z utóbbiak ugyanis nem az illető népesség tényleges halandóságát tük rözik, csak szerencsés esetben közelítik meg azt.
170
DR.
V U K O V IC H
G Y Ö RG Y
A halandósági tábla számításának módszeréül Coale és H Hoover oover indiai ada tokon végzett elemzéseit választottuk, a szóban forgó körülményekre alkal m azott változtatásokkal (8). A számítás alapgondolata a stabil népesség már ism ertetett paramétereinek összefüggésein alapszik. Felidézve a II . részben közölt (6) egyenletet: egvenletet:
c(x ) = b p (x )e'ra ahol: c (x ) — az X korúak aránya az össznépességben, p (x ) — a halandósági függvény, azaz az x éves korig továbbélők ará nya, b — a stabil népesség születési arányszáma, am ely itt el is hagy ható. N yilvá n való , h ogy az összes töb bi param éter ismeretében a halandósági függ vén y könnyen kiszámítható. A z egyenletből a p (x )-et kifejezve: p < x )- - í«. be‘ra
(18)
H a feltételezzük, hogy a vizsgált tényleges népesség stabil állapotban van, és íg y c (x ) tulajdonképpen nem más, mint az x korúak aránya a tén y leges népességben, akkor p ( x ) kiszámítható, ha az intrinsic szaporodási arány számot — m ely ebben az esetben a tényleges szaporodási arányszámmal egyenlő — ismerjük. A halandósági fü ggvén y gyakorlati kiszámítása term é szetesen sok nehézségbe ütközik és általában csak a 10 éves és idősebb népes ségre határozható m eg megnyugtatóan, m ert a gyerm ekkorúak esetében az elég nagyarányú kihagyások az eredm ényt bizonytalanná tennék. Algéria esetében a természetes szaporodás becslése után az e-er növekedési faktor ki számítását végeztük el, majd a k iigazíto tt tényleges népesség ötéves korcso p ortja it e faktorral osztva a halandósági tábla L x függvényének kor szerinti arányait kaptuk meg. E zeket az értékeket a korcsoport közepére vonatkozó lx-nek tekintve és a T 10 értékeket a kormegoszlásból m eghatározva az l10, l15 , l20 . . ... értékei meghatározhatók voltak. Ezek alapján megszerkesztet tük a 10 éves és idősebb népesség rö vid ített halandósági tábláját. A qx és lx görbék lefutása feltűnő egyezést m u tatott a B H T m egfelelő görbéivel, a kisebb egyenetlenségek az utóbbi alapján szám ított egyszerű függvényekkel kiegyenlíthetők voltak. A 10 éven aluli népességre vonatkozó becsléseket rész ben a csecsemőhalandóság becsült értéke, részben a modell halandósági táb lák megfelelő értékei alapján végeztük el. A z 1948— 1954 időszakra vonatko
A R A B
IV .
ORSZÁG O K
A K O R S P E C IF IK U S
D E M O G R Á F IA I
T E R M É K E N Y S É G
JE L LE M Z Ő I
171
BECSLÉSE
A következő probléma a korspecifikus term ékenység becslése volt. A sta bil népesség másik fontos paramétere a halandóság m ellett a termékenységi fü ggvény, m elyre, m int em lítettük, az arab országokban kevés és kétes meg bízhatóságú adat található. A z egyetlen olyan ország, ahol népmozgalmi és népszámlálási adatok alapján korspecifikus term ékenységi arányszámok szá m íthatók, az Egyesü lt A rab Köztársaság. Ezek az arányszámok sem voltak azonban használhatók, m ert a korbevallási hibák m iatt a görbe lefutása anynyira torzíto tt, hogy semmiféle standard módszerrel nem v o lt helyesbíthető. A népszámlálási adatokból sikerült egy viszonylag jó lefutású termékenységi görbét szerkeszteni, a kor szerinti befejezett term ékenység egymás után kö vetkező értékeinek különbségei alapján, de ennek hátránya, hogy meghatá rozatlan időszak term ékenységét m utatja. E m ellett a népszámlálási adatok csak a házas nők jelenlegi házasságából élveszületett gyerm ekek számát veszik figyelem be. A nem házas nők kihagyása ellenére az íg y kapott görbéből szá m olt bruttó reprodukciós együttható 2,83, alacsonyabb, m int a népmozgalmi adatokból n yert teljes női népességre vonatkozó 3 feletti érték, h olott ez utóbbi is hiányos anyakönyvezésen alapszik. A nem házas nőknek a házasokénál fel tehetően alacsonyabb term ékenysége ezt a számot az összes női népességre von atkoztatva még továb b csökkentené, tehát a népszámlálásban a kihagyás aránya igen magas, feltehetően több mint 10% lehet. A nagyarányú kiha gyást részben a feledékenység okozhatja, részben az, hogy nem veszik fig ye lembe a házas nők korábbi házasságaiból született gyerm ekeket, h olott az újraházasodás aránya az arab országokban általában nagy. Mindezek a tor zítások azt eredményezik, hogy a népszámlálási adatokból a term ékenység becslése csaknem lehetetlen. A z algériai városi népesség 1954-re vonatkozó népmozgalmi adatainak alapján szám ított korspecifikus term ékenység4 viszont igen hasonló v o lt az E N S Z ún. magas term ékenységű m odelljéhez (11), am elyet 15 magas term é kenységit ország adataiból szám ítottak. A z algériai adatok igen magas városi term ékenységet jeleznek, a korspecifikus adatokból szám ított bruttó repro dukciós együttható értéke 1954-ben 3,1 volt. Más arab országokra nem sikerült m egbízható korspecifikus term ékeny ségi adatokat találnunk, ezért a továbbiakban részben az algériai, részben az egyiptom i, részben az E N S Z magas termékenységű m odellje alapján kísérel tünk m eg olyan korspecifikus m odellt kialakítani, am ely egyszerű és valószí nűleg közel áll az arab országok v a g y a legtöbb arab ország tényleges kor szerinti term ékenységéhez. A m odell kialakítása során tekintetbe vettü k azt a jó l ism ert tén yt, h ogy a term ékenységi görbe alakja a népességben viszony lag kis változásokat m utat és az átlagos term ékenységgel, valam int a term é kenységi fü ggvén yb ől szám ított átlagos korral viszonylag jó l leírható. Em el lett elem zéseket végeztünk annak megállapítására, hogy különböző színvo nalú magas term ékenység esetében a term ékenységi fü ggvén y alakjának m egváltozása m ilyen mértékben befolyásolja a nyers születési arányszámot. A szám ítások azt m utatták, h ogy a term ékenységi görbe alakja az ismert lehetséges határok között csak igen kis mértékben befolyásolja a születések 4 A z algériai adatok az „Annuaire Statistique de l ’Algérie” , Vol. 7. 1954. с. kiadványból származnak.
172
DR. V U K O V I C H
G Y Ö R G Y
számát és következésképpen a nyers születési arányszámot. Í g y például, ha feltételezzük, h ogy a bruttó reprodukciós együttható 3,0 és a számításokhoz használt népesség ennek kb. m egfelelő kormegoszlású (Princeton m odell 15. halandósági szintje; B R E : 3,0), akkor a nyers születési arányszám három különböző alakú term ékenységi görbe esetében a következő lesz: az „algériai városi népesség” görbe alapján 42,7%0, az „E N S Z magas term ékenységű” görbe alapján 43,3%0; az „E N S Z alacsony term ékenységű” görbe szerint 42,7%0. A nyers születési arányszám szintjének relatív különbségei a két szá zalékot sem érik el. Ezek a számítások arra utalnak, h ogy az egyes országok dem ográfiai param étereinek kiszámítása szem pontjából a termékenységi görbe alakja nem elsőrendű fontosságú. A továbbiakban ezért az E N SZ ma gas termékenységű és az algériai városi népesség korspecifikus adataiból súlyozott átlaggal szám ított görbét szerkesztettünk, amelynek a korpsecifikus term ékenységi arányszámok összegéhez viszony ított megoszlása az alábbi képet m utatja: 1. K o r c s o p o rt
15 — 19
2. M egoszlás
0,090
20 — 24
25— 29
30 — 34
35 — 39
4 0 — 44
összes
0,241
0,249
0,198
0,161
0,071
1,000
A z ilyen módon m egállapított korspecifikus term ékenységi adatokkal számos kísérleti számítást kellett elvégeznünk annak tisztázására, h ogy az arab országokban található igen magas term ékenységi szintek (a bruttó rep rodukciós együ tthatók értéke 3,0 és 4,0 között m ozog) esetében a magasabb v a g y alacsonyabb szintekre történő áttéréseknél a görbe alakja miképpen be folyásolja a születési arányszámot. A z t találtuk, hogy a születések száma és a nyers születési arányszám a 3-as bruttó reprodukciós együtthatóról a 4-esre való áttéréskor lényegében azonos, akár az E N SZ alacsony termékenységű görbét, akár az új, ún. arab típusú görbét alkalmazzuk. Abban az esetben, ha összehasonlítottuk az arab típusú görbe 3,0-as és 4,0-es szinten kapott születésszámainak különbségét azzal a különbséggel, am elyet a 3,0-as szinten alkalm azott E N S Z alacsony termékenységű görbe és a 4,0-es szinten alkal m azott arab típusú görbe adott, az eltérés csak 0,61% volt. A kísérleti számí tások adatainak egy részét a 3. tábla m utatja be. A z elvégzett elemzések alapján arra a következtetésre jutottunk, hogy célszerűbb a kor szerinti term ékenységi arányszámok egymáshoz viszo n yított arányait rögzíteni és a bruttó reprodukciós együtthatók szóba jöhető értékei (3,0— 4,0) esetében egyform a eloszlású term ékenységi görbékkel dolgozni, íg y az általunk szám ított megoszlás alapján szám ítottuk ki a kor szerinti termékenységi arányszámokat a bruttó reprodukciós együttható különböző szintjeire. Csak a leányokra vonatkozó temékenységi arányszámokat mindig 1,05 értékű születéskori nemi arány feltételezésével számoltuk. A term ékenységi m odellt 3,0-tól 4,0-ig terjedő bruttó reprodukciós együtthatókra határoztuk meg és ezeket a már ism ertetett halandósági tábla modellekkel kom binálva stabil népességi modell-rendszert építettünk fel. A m eghatározott n}mlc halandósági színt (1,0— 1,7) m indegyikéhez egymásután 3,0; 3,1; 3,2; . . . 4,0 bruttó reprodukciós együtthatónak m egfelelő szintű ter mékenységi görbét rendeltünk hozzá, s ennek eredményeképpen 88 stabil és számtalan quasi-stabil népességet kaptunk.
ARAB ORSZÁGOK DE M OG RÁ FIAI JELLEMZŐI
173
A 3.
K ülönb öző alakú termékenységi görbék hatása a születésszámra és a nyers születési arány számra * Влияние кривых плодовитости различной формы на число рождений и на неочищенный коэффициент рождаемости Impact of fertility curves of different shape on the number of births and the crude birth rate A bruttó reprodukciós együttható értéke (2) A termékenységi görbe típusai (1)
1. E N S Z „ a la cson y te rm é k en ységi!” .. 2. E N S Z „m a ga s te rm é k en y ségű” ............. 3. „ A r a b típ u s”
A nyers születési arányszám (4)
A születések száma (3)
A nyers születési arányszám (4)
8749
42,7
10 931
53.3
887G 8803
43,3 42,9
11 160 11 042
54.4 53,9
A szííletésszámok kül ónbsége (6)
A modellek változása (5) E N S Z „a la c s o n y ” tip . B . R . E . + 3,0 „a ra b -típ u s ” B. R . E . + 3,0
4,0
3,0 A születések száma (3)
„arab-típus B. R . E . : 4 ,0 „arab-típus B. R . E . : 4 ,0 K ülönbség:
V . A S T A B IL N É PE S S ÉG I K IS Z Á M ÍT Á S A
2 293 2 239 54
M O D E L L E K
A különbség %-ban (7)
0,61
G Y A K O R L A T I
A (6) képletből látható, hogy a stabil népesség kormegoszlásának kiszá mításához elsősorban az intrinsic szaporodási arányszámok ismerete szüksé ges. A z intrinsic szaporodási arányszámot minden esetben a (4 ) képlettel szá m ítottuk ki. M in thogy ötéves korcsoportokkal dolgoztunk, a következő egy szerűsítő feltételezéseket alkalm aztu k: a ) A z összegezés a 15— 44 éves korintervallum ra, pontosabban a 15— 19 korcsoport csoportközepétől a 40— 44 éves korcsoport közepéig vonatkozott. b) A stabil népesség kor szerinti term ékenységi fü ggvén ye ( f x ) az ötéves korcsoportok átlagára vonatkozott. c ) A stabil népesség halandósági fü ggvén yét a megfelelő korcsoport cso portközepéig való továbbélés valószínűségeként értelmeztük, tehát:
174
DH.
V U К OV I СH G Y ÖR GY
A feltételezéseket figyelem be v év e az egyes fontosabb fü ggvények értel mezése esetünkben az alábbiv o lt (az x a korcsoport csoportközepét je le n ti!):
R0 = Žljfx
(19)
15
R j = 27x 1,; fx
(20)
A z intrinsic szaporodási arányszám kiszámítása ezek után viszonylag könnyűvé lett. Példaképpen bem utatjuk az 1,6 szintű halandósági tábla és a 3,0 értékű bruttó reprodukciós együtthatónak m egfelelő termékenységen alapuló stabil népesség intrinsic szaporodási arányszámának kiszámítását.
Korcsoport (1)
15— 19 ........ 20— 2 4 ........ 25— 2 9 ........ 30— 3 4 ........ 35— 3 9 ........ 40— 4 4 ........ 7. Összesen:
Csoport közép (2)
Leányszü letésekre vonatkozó korspecifi kus termé kenység f x (3) ■
l 'x
( öL x : 5Zo) (4)
f x l ’ x egy nőre jutó várható születések száma (3 x 4 ) (n)
A z fí, számítása (5 x 2 ) (6)
e .rx
C'rx f x l ’ x
(7)
(5 x 7 ) (S)
1 7 ,5
0 ,0 5 3 6
3 ,6 5 6 0 3
0 ,1 9 5 9 6
3 ,4 2 9 3 0
0 ,6 3 0 8 1
0 ,1 2 3 6 1
2 2 ,5
0 ,1 4 3 2
3 ,6 2 7 7 8
0 ,5 1 9 5 0
1 1 ,6 8 8 7 5
0 ,5 5 2 9 8
0 ,2 8 7 2 7
2 7 ,5
0 ,1 4 8 7
3 ,5 8 9 5 5
0 ,5 3 3 7 7
1 4 ,6 7 8 6 8
0 ,4 8 4 7 3
0 ,2 5 8 7 3
3 2 ,5
0 ,1 1 9 1
3 ,5 3 9 3 5
0 ,4 2 1 5 4
1 3 ,7 0 0 0 5
0 ,4 2 5 0 1
0 ,1 7 9 1 6
3 7 ,5
0 ,0 9 2 1
3 ,4 8 4 3 8
0 ,3 2 0 9 1
1 2 ,0 3 4 1 3
0 ,3 7 2 5 6
0 ,1 1 9 5 6
4 2 ,5
0 ,0 4 3 3
3 ,4 2 0 6 5
0 ,1 4 8 1 1
6 ,2 9 4 6 8
0 ,3 2 6 5 9
0 ,0 4 8 3 7
—
2 ,1 3 9 7 9
6 1 ,8 2 5 5 9
—
1 ,0 1 6 7 0
—
A R A B
ORSZÁG OK
D E M O G R Á F I A I
J E LLE MZ Ö I
175
176
DR.
V U К OV I СH G YÖ R G Y
A stabil népességi modellek segítségével általában sikerült az egyes or szágok népszámlálási kormegoszlását korrigálni és az alapvető param étereket meghatározni. V I. N É H Á N Y
T O V Á B B I
M EGJEGYZÉS
A z előzőkben ism ertetett módon kialakított stabil és quasi-stabil m odell rendszer segítségével m egkezdődött az egyes arab országoknak a legutolsó népszámláláskori demográfiai helyzetének rekonstruálása. A zokban az orszá gokban, ahol két v a g y több népszámlálást tartottak, a legutolsó népszámlá lás kormegoszlásának kiigazítását a többi népszámlálás m egfelelő adatainak figyelem bevételével fogju k elvégezni, m ajd a modell-rendszer alapján megha tározzuk a valószínű term ékenységi és halandósági szinteket és ebből a nyers népmozgalmi arányszámokat. O tt, ahol csak egy népszámlálás adatai állnak rendelkezésre, közvetlenül a legkisebb eltérést adó stabil v a g y quasi-stabil modellel igazítjuk ki a kormegoszlást és becsüljük a népmozgalmi arányszá mokat. A korrigált kormegoszlás és a term ékenységi és halandósági színt alap ján kor szerinti népesség előrebecslésekre kerül sor, különös tekin tettel a mun kaképes és iskoláskorú népességre. A kormegoszlás értékelése és elemzése során különös figyelm et kell szen telni a 0 évesek és 1— 4 évesek korcsoportjának, amelyeknél a kihagyások mértéke különösen magas. E zeket a korcsoportokat a legtöbb esetben a be csült term ékenységi szint figyelem bevételével és a női népesség kiigazított kormegoszlása, illetőleg ennek és a továbbélési valószínűségeknek segítségé vel öt évre visszaszám ított női népesség átlagának felhasználásával korrigál juk. A korcsoport népessége ezáltal mind a kormegoszlással, mind az adott termékenységi szinttel konzisztens és az idősebb korcsoportok kiigazításakor már az új, k iig a zíto tt 0— 4 éves korcsoportot vesszük figyelem be. A korcsoportonkénti nemi arány korrigálása szintén különleges problé mákat v e t fel. A nemi arány részben a kihagyások, részben a korbevallás hi bái következtében a legtöbb esetben igen rossz. A kormegoszlás nemenkénti korrigálása a rossz nemi arányt automatikusan korrigálja ugyan, de az íg y nyert arányszámok sok esetben még íg y sem használhatók. Ilyen esetekben a kormegoszlás kiigazítására és a termékenységi és halandósági színt becslésére felhasznált stabil népesség nemi arányaival helyettesítjük az eredeti adatokat és a férfiak és nők korcsoportonkénti számát ennek figyelem bevételével hatá rozzuk meg. A z arab országok népességi helyzetének becslésére vég zett kutatások re mélhetőleg hozzájárulnak az egyes országok társadalmi és gazdasági terv ei nek m egfelelő kidolgozásához. A z előzetes becslések alapján már most bizonyosnak tűnik, hogy a ter mékenység és a születési arányszám jó va l magasabb, mint korábban hittük, íg y a természetes szaporodás arányszáma valam ennyi ország esetében három százalék körüli, egyes országokban e fölötti. Figyelem be véve, hogy a halan dóság már hosszabb ideje csökken és még tovább is csökkenni fog, változatlan term ékenység esetén tehát az afrikai és közel-keleti arab országok népességé nek szaporodása igen gyors ütemű lesz és minden arab országban meg fo gja haladni az évi 3% -ot. Ilyen magas szaporodási arányszámok gazdasági hatá sai egyelőre felm érhetetlenek.
A R A B
ORSZ ÁGO K
D E M O G R Á F I A I
J E L L E M Z Ő I
177
IR O D ALO M 1. A z Észak-afrikai Demográfiai Intézet munkájának és egyéb kutatásainak rövid leírását lásd: Látogatás az Észak-afrikai Demográfiai Intézetben. Demográfia, 1965. évi 2. sz. 254— 257. p. 2. A . J. Lotka: Theorie analitique des associations biologiques. (Deuxiěme partie.) Paris, Hermann et Cie. 1939, és L . I. Dublin— A . J. Lotka: On the True R ate of Natural Increase. Journal of the American Statistical Association . September, 1925. 151. p. 3. A quasi-stabil népesség elméleti problémáival foglalkozó fontosabb közlemények között lásd: A . J. Coale: The Effects of Changes in M ortality and Fertility on Age Composition. The Milbank Memorial Fund Quarterly, 1956. Vol. X X X I V , No. 1. pp. 79— 114. és A . J . Coale— C. Y . Tye: The Significance of Age Patterns of Fertility in High F ertility Population. The Milbank Memorial Fund Quarterly, 1956. V ol. X X X I V , No. 4. pp. 631— 646. 4. C. V. Kiser: The Demographic Position of E gypt. The Milbank Memorial Fund Quarterly, 1944. Vol. X X I I . ; M . El-Badry: Some Demographic Measurements for E gyp t Based on the Stability of Census A ge-Distributions. The M ilbank Memorial Fund Quarterly, 1956. Vol. X X X I V ; S. H . Abdel-Aty: L ife Tables and Quasi Stable Population Theorv. The M ilbank Memorial Fund Quarterly, 1961. Vol. X X X I X , No. 2. 5. Population Trends in the United Arab Republic. Central Statistical Committee, Cairo, 1962. 42— 47. p. 6. Age and Sex Pattern o f Mortality. Model L ife Tables for Under-Developed Countries. United Nations, ST/SOA/Series 1/22. 7. A . J. Coale— P . Demeny: Regional Model L ife Tables and Table Populations. Office o f Popula tion Research, Princeton University. Princeton, N. J. September 1964. (Prelim inary version.) 8. A . J. Coale— E . M . Hoover: Population Growth and Economic Development in Low Income Countries. Princeton University Press, Princeton, N. J. 1958. Különösen 338— 367. p. 9. Manual I I I . Methods for Population Projections by Sex and Age. United Nations, S T (SOA) Series A. Population Studies, No. 25.
О Ц Е Н К А У Р О В Н Е Й П Л О Д О В И Т О С Т И И С М Е Р Т Н О С Т И В Н Е К О Т О Р Ы Х А Р А Б С К И Х С Т Р А Н А Х
Резюме Очерк дает краткое и злож ени е методов, применявш ихся при оценке уровней плодовитости и смертности в арабских странах, в случ ае отсут ствия и л и недостаточного количества данных. Основной метод зак лю ч ался в составлении возрастно-специф ических образцов смертности и п лод о витости, основы ваю щ ихся на коэффициентах Е ги п та и А л ж и р а с тем предполож ением, что подобные образцы м огут преобладать такж е и в д р у г и х арабских странах. М одельн ы е таблицы рож даемости и смертности "и возрастно-специфические коэффициенты плодовитости бы ли исчислены на основе составленны х образцов, служ а щ и х в качестве основы д л я исчис лен и я постоянны х м оделей населения. У казан ны е м одели, имеющие та кие же возрастны е распределения, какие преобладаю т в арабских странах, буд ут прим еняться в ц е л я х исправления возрастны х распределений и оценки коэффициентов рож даемости и смертности в отношении стран, не р асп олагаю щ и х такими данными.
E S T IM A T IO N
OF
F E R T IL IT Y
A N D M O R T A L IT Y C O U N T R IE S
LEVELS
IN
SOM E
ARAB
S um m ary T h e pap er giv es a b rie f account o f th e m ethods w h ich w ere used when estim atin g fe r t ilit y and m o rta lity levels and rates o f A rą b countries, w h ere d ata are lack in g or o f an in su fficien t qu ality. T h e basic m eth od consisted in settin g up age-specific m o rta lity and fe r t ility p atterns w hich w e re based on rates o f E g y p t and A lg e ria and it was assumed th a t sim ilar p atterns m a y p re v a il in oth er A ra b countries. M od el life-tab les and agespecific fe r t ilit y rates w ere calcu lated fro m th e p atterns established, w h ich h ave served as a basis fo r th e calculation o f stab le p opulation m odels. T h ese m odels, h a v in g age-distributions sim ilar to those p rev a ilin g in A ra b countries, w ill be used to correct age distributions and t o estim ate v it a l rates fo r countries h avin g no such data. 4 Demográfia
