Mittheilungen aus der Geschäfts- und Sterblichkeits-Statistik der Lebensversicherungsbank für Deutschland zu Gotha für die fünfzig Jahre von 1829 - 1878

Bibliographic data

Monograph

Identifikator:: 84518458X

URN:: urn:nbn:de:zbw-retromon-94409

Document type:: Monograph

Title:: Mittheilungen aus der Geschäfts- und Sterblichkeits-Statistik der Lebensversicherungsbank für Deutschland zu Gotha für die fünfzig Jahre von 1829 - 1878

Place of publication:: Weimar

Publisher:: Böhlau

Year of publication:: 1880

Scope:: 1 Online-Ressource (88 S., [54] Bl.)

Collection:: Economics Books

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V. Tlieil. Statistik der Sterblichkeitsverliältnisse. 69 für die Gestorbenen sind x—V2 bis dieselben ändern sich aber gleichmäsig und gehen schliesslich in x-j- 1 ,^ bis x-f-iS über. Zu Anfang des Jahres erhalten also alle Ge storbenen das (abgerundete) Sterbealter x, zu Ende des Jahres das Sterbealter x-j-G in der Mitte des Jahres (dieser Zeit punkt ist durch die punktirte Linie angedeutet) erhält die Hälfte der Sterbenden das abgerundete Sterbealter x, die andere Hälfte das Sterbealter x-|-1 und in jedem anderen Zeitpunkt stellt sich das Verhältnis so, wie es durch die Diagonale in dem Rechteck A A bezeichnet wird. Dieselben Schlüsse gelten natürlich auch für die Sterbefälle, welche aus den Lebenden des Alters x — 1 (x — 1 V2 bis x—V2) her vorgegangen sind (Rechteck ER), auch hier bezeichnet die Diagonale die Scheidelinie zwischen den Sterbefällen, welche dem (abgerundeten) Sterbealter x—1 und denjenigen, welche dem Sterbealter x zugeschrieben werden. Die den Lebenden des Alters x (x — 1 ¡<¿ bis x-j-V2) gegenüberzustellenden Sterbefälle setzen sich also, sofern die Sterbefälle nur nach abgerundeten Sterbealtern gegeben sind, aus der Hälfte der jenigen, welche dem abgerundeten Sterbealter x angeboren (die Gesammtzahl derselben ist durch die scbraffirte Fläche dargestellt) und der Hälfte derjenigen, welche dem abgerun deten Sterbealter x -|- 1 angeboren (die herüberzuziehende Hälfte ist hier in der Zeichnung überhaupt nur angedeutet), zusammen. Die nach der eben auseinandergesetzten Methode berechne ten Zahlen der Sterbefälle und die aus diesen und den ge gebenen Zahlen der Lebenden unter Risico hervorgehenden Sterblichkeitsprocentsätze können natürlich nicht auf völlige Exactheit Anspruch machen; sie sind in den meisten Fällen nur annähernd richtig, weil die Verkeilung der Sterbefälle, wenn sie im Allgemeinen auch die Tendenz bat, eine gleicli- mäsige zu sein, in Wirklichkeit eine solche genau doch nur selten ist. Der Fehler, welcher den einzelnen Resultaten even tuell anhaften wird, hat indessen doch nur darin seinen Grund, dass die dem betreffenden Alter zugehörenden Sterbefälle theilweise auf das eine oder das andere der beiden Nebenalter verschoben worden sind ; er ist also stets von einem oder von zwei entgegengesetzten Fehlern begleitet, welche, sofern man den allgemeinen Verlauf der Gurve im Auge bat, sich mit dem ersteren ausgleichen. Fasst man überdies — wie dies in den folgenden Untersuchungen der Fall ist — die Resultate nicht nach 1 jährigen, sondern nach mehrjährigen Altersklassen zusammen, so engen sich die möglichen Fehlergrenzen auch absolut sehr ein; denn alsdann kann eine Verschiebung über haupt nur für die beiden äussersten Alter stattfinden, indem die Sterbefälle der übrigen Alter (in der Altersklasse) unbe dingt aus den ihnen gegenüber zu stellenden Lebenden hervorgegangen sein müssen. Aus den Lebenden der Alters klasse 21 bis 30 müssen z. E. unbedingt alle diejenigen Sterbe fälle hervorgegangen sein, welche den abgerundeten Sterbealtern 22 bis 30 angehören, eine Correction ist also hier nur nöthig für diejenigen Sterbefälle, welche den abgerundeten Sterbealtern 21 und 31 angehören und welche zum Tlieil auch den Altern 20 und 31 gegenüber zu stellen sind. Dementsprechend reducirt sich die wirkliche Rechnung bei einer Zusammen fassung nach mehrjährigen Altersklassen auch lediglich darauf, dass von der Summe der Sterbefälle derselben Altersklasse (welche sich uncorrigirt noch auf die abgerundeten Sterbealter beziehen) die Hälfte der Sterbefälle des jüngsten Alters in Ab gang und die Hälfte der Sterbefälle des jüngsten Alters der nächstfolgenden Altersklasse in Zugang gebracht werden. ln der nachstehenden Tabelle (1) enthält Col. (a) die »reducirten« Zahlen der »Lebenden unter Risico«, welche von den aus der Tabelle XXVII (bei entsprechender Zusammen fassung) hervorgehenden Zahlen natürlich nur in der letzten Altersklasse ein wenig abweichen; die mit t bezeichneten Spalten enthalten die zugehörigen Zahlen der Slerbefälle und die mit °/oo bezeichneten Spalten das Verhältniss dieser Sterbe fallzahlen zu den entsprechenden Zahlen der Lebenden unter Risico (in pro mille ausgedrückt); die erste Spalte (*j*) der mit (b) bezeichneten Columne enthält die Summe der Sterbefälle aller vorhergehenden Columnen von (1) bis (23) und die da nebenstehende Spalte (°/o0) das entsprechende Verhältnis dieser Summe zu der Zahl der Lebenden unter Risico, welches mit der Summe der Procentsätze von (1) bis (23) genau überein stimmen würde, wenn die Abrundung auf zwei Decimal en nicht kleine Differenzen zur Folge hätte. Die Columne (b) giebt also das allgemeine Maas der Sterblichkeit, wie es sich ohne Rücksicht auf die Todesursachen nach der hier in Rede stehen den Methode berechnet, die Columnen (1) bis (23) zeigen da gegen an, in welcher Weise sich dieses allgemeine Maas auf die einzelnen Todesursachen vertheilt, oder mit anderen Worten, welchen Antheil die einzelnen Todesurschen an der Sterblich keit hatten. In der letzten Columne (c) ist die allgemeine Sterblichkeit noch nach einer anderen Methode berechnet, nämlich nach den Zahlen, wie sie direct aus Tabelle XXVII hervorgehen, wenn die nachträglichen Beobachtungen (für 85 und darüber) weggelassen werden. Da diese Zahlen absolut genau sind, so gewährt der Vergleich der Columnen (b) und (c) einen practischen Maasstab dafür, wie gross im Allgemeinen die Abweichungen sind, welche die erste Methode veranlasst, wobei nur zu beachten ist, dass bei den absoluten Zahlen der Sterbefälle der Fehler mit der Grösse der letzteren wachsen muss und dass man es hier mit auf zwei Decimalen berechne ten Promille Sätzen zu thun hat, also mit schärfer berechneten Zahlen wie in allen früheren Vergleichen. Im Ganzen ge nommen sind, wie man sehen wird, die Unterschiede äusserst gering, geringer selbst als diejenigen, welche bei regelrechten Ausgleichungen Vorkommen (man vergleiche z. B. die in Kapitel III aufgeführten ausgeglichenen und unausgeglichenen Sterb lichkeitsprocentsätze der 20 englischen Gesellschaften, welche auf eine Stelle weniger berechnet sind). (Siehe Seite 70.) Die vorstehende Tabelle bietet zu manchen interessanten Betrachtungen Anlass. Die Häufigkeit der Lungenschwindsucht (4) als Todesursache verändert sich hiernach mit dem Alter ungefähr so, wie man von vornherein anzunehmen geneigt ist; allein das eigentliche Maximum fällt nicht, wie fast all gemein geglaubt wird, auf eine mittlere Altersklasse, sondern auf die Altersklasse 61 bis 70 ; ein secundares Maximum zeigt die Altersklasse 15 bis 30. Die Infectionskrankheiten sub (2) und (3) gewinnen mit dem Alter durchgängig steigende Bedeutung als Todesursache ; Typhus dagegen gewinnt eine solche erst vom 31. Jahre ab; der Satz der ersten Altersklasse überwiegt den der folgenden um ein Geringes. Die Gefahr, an Krebs zu sterben, steigt bis zu der vorletzten Altersklasse consequent; in der letzten findet aber ein Rückgang statt, der, wenn er sich auch nur auf 10 beobachtete Sterbefälle stützt, doch, wie man aus einer folgenden Tabelle ersehen wird, nicht ganz auf Zufall zu beruhen scheint. Eine durchgängige Zu nahme zeigen ferner: Chronische Gehirn- und Rückenmarks leiden (IO), Entzündliche Krankheiten der Organe der Brust höhle (11), Chronische Entzündungen der Lungenschleimhaut (12), Chronische Leberkrankheiten (15), Gehirnschlagfluss (18) und Lungenschlagfluss (19); eine fast durchgängige — nur unter brochen durch eine einzige, wohl meist von ungenügender Zahl der Beobachtungsfälle herrührende Ausnahme — zeigen: Chronische Herzkrankheiten (13), Unterleibsentzündung (14),

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