·VII CENSIMENTO GENERALE DELLA POPOLAZIONE - Istat

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VII Cellsimento !leDa
1931. Vol. IV -l'arte I
soltanto essere significative nell'ambito di ciascuna
tavola o di tavole uniformemente costruite; o, meglio
ancora, considerando invece di siffatti elementi numerici
relativi ai singoli anni di età, quelli relativi a
più larghe classi di età, di modo che in ciascuna
di queste classi si possa ragionevolmente ammettere
una compensazione tra i fattori dai quali dipendono
le difformità. Con queste cautele il confronto delle
varie tavole siJpuò, dunque, ritenere lecito (I), e
ciò d'altronde consentirà di esaminare analiticamente
(2) il fenomeno della mortalità in Italia per
il non breve periodo di 50 anni, cosicchè la tendenza
che sarà per risultare potrà considerarsi come pienamente
significativa.
Intanto, ritornando al Prosp. I (in cui le probabilità
di morte sono state scritte, per le ragioni su
esposte, trascurando le cifre del quinto ordine e arrotondando
di conseguenza le cifre del quarto ordine),
la pOSSIbilità di un paragone praticamente esatto sussiste
certamente per le probabilità di morte qo eqj.
Si è, infatti, avuto occasione di sperimentare, in
relazione ai bambini morti durante il 1932, che il
metodo impiegato per le tavole 1921-1922 e quello
più sopra esposto, applicati al calcolo di qo e di ql
forniscono risultati praticamente uguali, ciò che viene
indirettamente a dimostrare anche la bontà del primo
di tali metodi, implicante una presuntiva distribuzione
dei morti a seconda dell'anno di nascita, mentre
l'esatta distribuzione, che non si possedeva per
quelle tavole, si aveva, come dato fondamentale, per
la costruzione delle tavole 1930-1932.
Ora, il Prosp. I mostra che l'enorme progresso
realizzatosi tra il 1881 e il 1921 nella sanità infantile,
ha continuato a verificarsi, con notevole intensità,
anche nel decennio 1921-1931: e, difatti, su 1000
nati in complesso, oppure maschi, oppure femmine,
la morte risparmia ne] primo anno di età circa 20, 20
e 19 bambini; .e su 1000 sopravviventi ad un anno, ne
risparmia, nel secondo anno eli età, circa II, 12 e
IO rispettivamente.
In quanto alle probabilità di morte per le età
senili (da 80 anni in poi) esse sono, in principio, calcolate
con lo stesso metodo impiegato, per tali età,
nelle tavole 1921-22 e precedenti, ma oltre a qualche
lieve diversità circa la localizzazione dei quozienti
poliennali di mortalità attraverso i cui logaritmi è
stata condotta l'iperbole interpolatrice, di cui si è
(1) Sono frequ~nt~ i c~nfronti ~ra tavole di m~rta.1it~
costruite con metodi diverSI e relative alle popolazlolll di
diversi paesi, senza che neppure vengano osservate le accennate
cautele.
. (2) Analiticamllnte, nel senso che il confronto non
viene fatto mediante coefficienti di mortalità generale, sui
quali influisce, come è ben notO, la composizione della popolazione
per età,. ma att:ave~so i valori ~elle f.un~ioni biometriche
per claSSI annuali o Sia pure pohennah di_età.
detto, sussiste anche la già accennata differenza nei
denominatori di quei quozienti.
Se anche per i periodi precedenti al 1930 - 1932
si fossero impiegati, nei denominatori dei quozienti
poliennali, gli esposti anzichè i viventi (come si è
appunto dovuto fare allora per le età senili), le probabilità
di morte per tali età sarebbero risultate
alquanto più basse. Ciò nondimeno le probabilità
stesse calcolate per il 1930-32 sono di tanto più basse
rispetto a quelle del I92I-22 da fare ritenere che un
indubbio miglioramento si sia prodotto, nell'ultimo
decennio, anche per le età più avanzate. Fa eccezione
l'età di 100 anni (e naturalmente presentano un comportamento
simile le età prossime, che non figurano
nel prospetto), in cui la diminuzione delle probabilità
di morte tra il 1921-1922 e il 1931-1932 è molto
tenue; anzi, non è improbabile che se si usassero tavole
perfettame~te confrontabili, ci si troverebbe
di fronte ad un leggero peggioramento, anzichè ad
un miglioramento. Ma si avrà occasione di ritornare
in seguito sul comportamento della mortalità in
q ueste età estreme.
Resta il lungo intervallo delle età giovanili ()
centrali, nelle quali il Prosp. I accuserebbe, anche per
il 1930-1932, una forte diminuzione della mortalità.
Per giudicare esattamente della confrontabilità
delle ultime tavole con le precedenti, in corrispondenza
a queste età, bisognerebbe ricostruire anche
le tavole 1930-1932, con il metodo impiegato nella
costruzione delle tavole 1921-1922 e nella ricostruzione
di quelle anteriori. Non è, tuttavia, azzardato
ritenere che, deducendo dalle probabilità annue di
morte quelle decennali (cioè le probabilità di morire
entro un decennio (I), anzichè entro un anno), risulteranno,
in un confronto, attenuate le differenze
imputabili alla diversità dei metodi di calcolo delle
tavole 1921-22 (e precedenti) e 1930-32. Tali probabilità
sono contenute, per ciascuno dei cinque periodi
considerati e in corrispondenza alle età terminanti
per zero fino a 80 anni, nel Prosp. 2.
Dall'ispezione del prospetto risulta che la probabilità
di morte inere!'te ai successivi decenni di
età è, per tutta la scala delle età, diminuità. fino al
lQ30-32. Così, mentre, secondo l'esperienza 1921-22,
su 1000 nati vivi maschi la morte ne colpiva entro il
primo decennio di vita 230 circa, e su 1000 femmine
ne colpiva 215 circa, conformemente alla osservazione
1930-32 questi numeri si riducevano, rispettivamente,
a 183 e 170 circa. Similmente, su 1000
maschi (o femmine), sopravviventi al1'etàprecisadi
IO anni, 33 circa (o 35 circa), erano, secondo le ta-
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(I) Per es •. SI ha loq o = --t--; lO qlO = --l --; ecc.