SEZONOWOŚĆ ZGONÓW W POLSCE W LATACH

Transkrypt

1 Suda Eonomczne. Zeszyy Nauowe Unwersyeu Eonomcznego w Kaowcach ISSN Nr Informaya Eonomera 4 Unwersye Eonomczny w Kaowcach Wydzał Zarządzana Kaedra Saysy, Eonomer Maemay zofa.meleca-uben@ue.aowce.pl SEZONOWOŚĆ ZGONÓW W POLSCE W LATACH Sreszczene: Lczba zgonów w Polsce, podobne ja w nnych rajach, wyazuje znaczące wahana sezonowe. W marę polepszana sę pozomu życa, a przede wszysm pozomu ope zdrowonej, ampluda wahań sezonowych lczby zgonów zazwyczaj maleje. W Polsce zmalała ona w laach w porównanu z laam , lecz wzrosła (z wyjąem zgonów na ws) w laach w porównanu z laam W laach zaobserwowano aże saysyczne sone różnce pomędzy wsaźnam wahań sezonowych lczby zgonów mężczyzn obe oraz w meśce na ws. Słowa luczowe: sezonowość zgonów, amplduda wahań sezonowych, sandaryzacja danych. JEL Classfcaon: J, C22. Wprowadzene Podobne ja nne zjawsa demografczne, aże lczba zgonów w Polsce wyazuje wyraźne wahana sezonowe. Źródłem ych wahań są zmenające sę warun pogodowe (emperaura powerza, frony amosferyczne p.), óre zależą od położena geografcznego lmau obszaru zameszwanego przez daną populację. Jednaże sezonowe wahana lczby zgonów wynają aże z nnych czynnów, o czym śwadczą znaczące różnce w sezonowośc zgonów różnych populacj żyjących na ym samym obszarze [Meleca-Kubeń, 2004, 202]. Wpływ położena geografcznego lmau na sezonowe wahana lczby zgonów może być łagodzony przez lepsze warun życa, lepszą opeę learsą

2 74 czy zdrowy ryb życa czynn e wpływają na zmnejszane sę ampludy wahań sezonowych lczby zgonów. Zjawso o zaobserwowano w wysoo rozwnęych rajach, ach ja Nemcy czy Sany Zjednoczone [Kozłowsa- -Szczęsna, Krawczy, Kuchc, 2004, s. 9-40]. Korzysne byłoby węc, gdyby lczba zgonów w poszczególnych oresach rou wyazywała w Polsce jedyne losowe odchylena od pozomu rendu bądź losowe wahana woół pozomu sałego. Celem badana, órego wyn zawaro w nnejszym aryule, było oszacowane mesęcznych wsaźnów sezonowośc zgonów ogółem w Polsce w różnych przerojach (mężczyźn, obey, maso, weś), oreślene różnc warośc ych wsaźnów pomędzy badanym populacjam oraz porównane z wynam badana sezonowośc zgonów w Polsce w laach Wobec rosnącego pozomu życa w Polsce można przypuszczać, że ampluda wahań sezonowych lczby zgonów ulega złagodzenu, a różnce w sezonowośc lczby zgonów pomędzy różnym populacjam zmnejszają sę.. Meoda badana Wsaźn sezonowośc zgonów różnc mędzy nm oszacowano, wyorzysując model D.W. Jorgensona [964], w órym wahana sezonowe wyrażono za pomocą ombnacj lnowej zmennych zero-jedynowych v, uwzględnając jednocześne funcję rendu. Model en zosał szczegółowo zaprezenowany omówony we wcześnejszym aryule auor [Meleca-Kubeń, 2006]. Punem wyjśca jes addyywny lnowy model o posac: = f ( ) + β v + ξ, () gdze f() funcja rendu, β wsaźn sezonowośc dla oresu ( =, 2,..., ), v zmenna zero-jedynowa przyjmująca warość v = dla oresu oraz v = 0 dla - pozosałych oresów cylu, długość cylu (u 2 mesęcy), ξ sładn losowy modelu. Ze względu na współlnowość zmennych objaśnających ne można wprowadzć do modelu wszysch 2 zmennych v, węc jedną z nch (-ą) wyelmnowano, wprowadzając nasępujące oznaczena: v v =, v v =,..., v v v, (2) v 2 v2 =,

3 model () można zapsać jao Sezonowość zgonów w Polsce w laach = f ( ) + β v + ξ. (3) Pomnęce olejno dwóch różnych oresów cylu wahań, np. osanego ( = ) perwszego ( = ), prowadz dla lnowej funcj rendu do dwóch model o posac: = α 0 + α + β v + ξ, (4) = α + α + β v + ξ. (5) 0 Szacując modele (4) (5), orzymujemy łączne oceny wsaźnów sezonowośc oraz oceny paramerów lnowej funcj rendu. We wcześnejszym opracowanu auor [Meleca-Kubeń, 2006] zaproponowano sposób sandaryzacj czasowych danych demografcznych, umożlwający porównywane sezonowośc zjaws demografcznych w różnych populacjach. Załada sę, że w ażdym rou zajdze c zdarzeń (u zgonów). Empryczne warośc badanego szeregu czasowego y dla ażdego rou przeszałca sę jao y = y w, przy czym wag w są oreślone jao ' c w =. (6) y W en sposób z badanego szeregu czasowego zosaje wyelmnowany rend, naomas snejące wahana cylczne zosają zachowane. Cyle oncenrują sę eraz woół warośc przecęnej równej:. (7) Trend zosał wyelmnowany z szeregu czasowego bez onecznośc załadana jego posac funcyjnej; w prayce założona eoreyczna funcja rendu częso ne opsuje rendu w sposób zadowalający, co może prowadzć do sysemaycznych błędów w ocenach szacowanych wsaźnów sezonowośc [por. Meleca-Kubeń, 2006]. Sała c będąca podsawą sandaryzacj może być wybrana w sposób dowolny; w prezenowanym badanu przyjęo c = 200, co pozwala oszacowanym wsaźnom sezonowośc nadać nerpreację procenową (warość przecęna szeregu czasowego danych sandaryzowanych dla danych mesęcznych = 00). y ' = 2 c

4 76 Zaproponowana meoda sandaryzacj danych demografcznych umożlwa aże porównywane wahań sezonowych dwóch szeregów czasowych (y 2 = = y y 2 ), łączne ze swerdzenem, óre z różnc w wahanach sezonowych są saysyczne sone. W przypadu danych sandaryzowanych ne ma porzeby wprowadzana do model funcj rendu odpowedne modele przyberają formę: ' ' = α + β v + ξ, (8) 0 = α + β v + ξ. (9) Wyn badana emprycznego Przedmoem badana były mesęczne lczby zgonów mężczyzn, obe, w meśce na ws w laach Dane saysyczne zebrano ze srony nerneowej GUS [www ]. Dane mesęczne przelczono na mesące lczące 30 dn. Rysune przedsawa mesęczne lczby zgonów w badanych przerojach. Można zauważyć, że lczby zgonów w ych populacjach wyazują wyraźne wahana sezonowe. Rys.. Lczba zgonów w Polsce według mesęcy w laach Źródło: Na podsawe danych GUS [www ].

5 Sezonowość zgonów w Polsce w laach W abel przedsawono wyn oszacowana paramerów funcj rendu wsaźnów sezonowośc zgonów w badanych populacjach dla model (4) (5). W abelach 2 przyjęo nasępujące oznaczena: a 0 ocena parameru, a ocena parameru α, R 2 współczynn deermnacj modelu, saysya esu -Sudena na soność paramerów sruuralnych modelu (α = 0,05). Pogruboną czconą oznaczono paramery funcj rendu wsaźn sezonowośc saysyczne sone w sense wspomnanego esu. Tabela. Oceny paramerów funcj rendu wsaźnów sezonowośc orzymane na podsawe danych rzeczywsych w przerojach: mężczyźn, obey, maso, weś, w laach Oceny Mężczyźn Kobey Maso Weś a , , , ,3 a 2,5 0,29 3,94,59 6,54,69 0,44 0,07 I 72 3, , , ,3 II 73 3, , , ,72 III 083 3, , , ,62 IV 558, ,20 70, ,5 V 69, ,08 868, ,0 VI 95 2, , , ,07 VII 778 2, , , ,64 VIII 29 3, , , ,73 IX 990 3, , , ,32 X 64 0, , , ,63 XI 60 0, , ,6 90 0,67 XII 894 2,70 67, ,37 522,84 R 2 0,695 0,737 0,74 0,730 Źródło: Oblczena własne na podsawe danych GUS [www ]. Analzując wyn przedsawone w abel, można swerdzć, że paramer erunowy lnowej funcj rendu oazał sę we wszysch przerojach badana saysyczne nesony, żaden z szeregów czasowych w orese badanym ne wyazuje węc rendu; powerdza o aże rys.. Najwyższe lczby zgonów w populacj mężczyzn w meśce zaobserwowano w sycznu, luym, marcu grudnu, najnższe naomas w czerwcu, lpcu serpnu. W populacj obe na ws wysoe lczby zgonów wysąpły dodaowo w wenu, naomas wsaźn sezonowośc dla grudna oazał sę saysyczne nesony (α = 0,05). Wśród obe sone nższa nż pozom przecęny oazała sę dodaowo lczba zgonów w maju. Neco nne obserwacje można poczynć, analzując wyn przedsawone w abel 2, orzymane na podsawe model (8) (9).

6 78 Tabela 2. Oceny wsaźnów sezonowośc orzymane na podsawe danych sandaryzowanych w przerojach: mężczyźn, obey, maso, weś, w laach Oceny Mężczyźn Kobey T Maso Weś a , , , ,58 I 7,0 4,03 8,0 3,49 7,53 3,74 7,53 3,72 II 7,00 4,03 2,50 5,38 8,95 4,45 0,72 5,29 III 6,48 3,73 0,08 4,34 8,9 4,07 8,23 4,06 IV 3,32,9 5,40 2,33 3,44,7 5,69 2,8 V 3,76 2,6 5,48 2,36 4,6 2,29 4,53 2,24 VI 5,77 3,32 8,30 3,57 7,00 3,48 6,96 3,43 VII 4,68 2,69 7,49 3,23 6,09 3,03 5,95 2,93 VIII 7,37 4,24 8,60 3,70 7,6 3,78 8,49 4,9 IX 5,92 3,40 8,65 3,72 7,04 3,50 7,52 3,7 X 0,94 0,54,0 0,47 0,75 0,37,43 0,7 XI 0,89 0,5,5 0,65 0,98 0,49,5 0,74 XII 5,5 3,7 5,03 2,7 5,95 2,96 4,22 2,08 R 2 0,742 0,764 0,746 0,765 Źródło: Oblczena własne na podsawe danych GUS [www ]. Oazuje sę, że w oszacowanu na podsawe danych sandaryzowanych sone nższe nż pozom przecęny oazały sę aże wsaźn sezonowośc w maju dla mężczyzn, w meśce na ws; wsaźn sezonowośc dla grudna jes eraz saysyczne sony dla obe na ws. Najwyższa lczba zgonów w populacj mężczyzn wysąpła w sycznu (o 7,0% wyższa nż pozom przecęny ego szeregu czasowego), a najnższa w serpnu, o 7,37% nższa nż pozom przecęny. W populacj obe najwęcej zgonów nasąpło w luym (o 2,50% ponad pozom przecęny), a najmnej we wrześnu, o 8,65% mnej. W meśce najwęcej zgonów zaobserwowano w luym (o 8,95% węcej nż pozom przecęny szeregu czasowego), a najmnej w serpnu (o 7,6% mnej). Podobna syuacja wysąpła na ws (w luym o 0,72% węcej zgonów, w serpnu o 8,49% mnej zgonów nż pozom przecęny szeregu czasowego). Pomędzy ocenam wsaźnów sezonowośc, orzymanym na podsawe danych rzeczywsych sandaryzowanych, w szczególnośc dla mężczyzn obe, wysępują newele różnce spowodowane przyjęcem w oszacowanu na podsawe mesęcznych danych rzeczywsych lnowej funcj rendu, w pewnym ylo przyblżenu zmany w czase badanych zjaws. Waro podreślć, że różnce e wysąpły pommo róego oresu badana (4 laa), przedsawono je na rys. 2.

7 Sezonowość zgonów w Polsce w laach Rys. 2. Wsaźn sezonowośc orzymane na podsawe danych rzeczywsych sandaryzowanych w przerojach: mężczyźn, obey, maso, weś, w laach Źródło: Na podsawe danych GUS [www ]. Zasosowana meoda szacowana wsaźnów sezonowośc pozwala na swerdzene, óre z różnc pomędzy wsaźnam sezonowośc zgonów w badanych populacjach są saysyczne sone w sense esu -Sudena (α = 0,05). Oazuje sę (rys. 3), że saysyczne sone różnce w lczbe zgonów mężczyzn obe wysępują w luym, marcu wenu (umera relaywne węcej obe) oraz w orese od maja do lpca we wrześnu (umera relaywne węcej mężczyzn). Naomas analzując wyn dla masa ws, można swerdzć, że saysyczne sone różnce w lczbe zgonów wysępują w mesącach luym wenu relaywne węcej osób umera na ws oraz w grudnu, edy relaywne częssze są zgony w meśce.

8 80 Rys. 3. Różnce wsaźnów sezonowośc zgonów mężczyzn obe oraz w meśce na ws w laach (dane sandaryzowane) Źródło: Na podsawe danych GUS [www ]. W celu swerdzena, czy w marę upływu czasu zmnejsza sę ampluda wahań sezonowych zgonów, rozumana jao różnca mędzy najwyższym najnższym wsaźnem sezonowośc (co, ja wspomnano, jes suem polepszana sę warunów życa, w ym aże pozomu ope medycznej zmnejszającym sę wpływem położena geografcznego zwązanego z nm lmau na umeralność), wsaźn sezonowośc lczby zgonów dla la porównano ze wsaźnam dla la oraz dla la Wyn zosały zaprezenowane na rys. 4 w abel 3. Rys. 4. Porównane wsaźnów sezonowośc zgonów mężczyzn obe, a aże w meśce oraz na ws w laach , (dane sandaryzowane) Źródło: Na podsawe danych GUS [www ]; [Meleca-Kubeń 99, 202].

9 Sezonowość zgonów w Polsce w laach Tabela 3. Ampluda mesęcznych wahań lczby zgonów w laach , (dane sandaryzowane) Przerój badana Mężczyźn 9,00 4,25 4,38 Kobey 26,75 20,25 2,5 Maso 8,25 5,25 6,56 Weś 28,25 20,25 9,2 Źródło: Oblczena własne na podsawe danych GUS [www ]; [Meleca-Kubeń 99, 202]. Ampluda mesęcznych wahań lczby zgonów (abela 3) w populacj mężczyzn w laach wynosła zaem 9% ch warośc przecęnej, naomas w laach ,25% (spade o ponad 5%), a w laach ,38%, nasąpł węc neznaczny wzros ampludy wahań w porównanu z laam W populacj obe odpowedne warośc wynosły: 26,75%, 20,25% (spade o blso 7%) 2,5% (wzros w porównanu z laam o blso %), w meśce: 8,25%, 5,25% (spade o 3%) 6,56% (wzros w porównanu z laam o ponad %), naomas na ws: 28,25%, 20,25% (spade o 8%) 9,2% (spade w porównanu z laam o blso %). Można węc swerdzć, ż ampluda mesęcznych wahań lczby zgonów była we wszysch przerojach badana nższa w laach nż w laach , co powerdza przypuszczene o malejącym w ym orese wpływe czynnów środowsowych na umeralność w Polsce. Naomas w laach wyazano jej wzros w porównanu z oresem , z wyjąem przeroju weś, gdze nasąpł newel jej spade. Zasanawający jes wzros warośc sycznowego luowego wsaźna sezonowośc zgonów w laach w porównanu z oresem wcześnejszym, wysępujący we wszysch badanych populacjach. Można przypuszczać, że wywera na o wpływ sposób organzacj ope medycznej w Polsce w osanch laach pod onec rou alendarzowego dosęp do ope zdrowonej jes rudnejszy, co może zaowocować wzrosem lczby zgonów w począach rou nasępnego. Oazało sę aże, że w porównanu z oresem poprzednm mnej osób umera w maju czerwcu. Podsumowane We wszysch rozważanych przerojach badana lczba zgonów w Polsce wyazała w laach wyraźne wahana sezonowe. Zaobserwowano zmnejszene sę ampludy sezonowych wahań lczby zgonów w laach 2005-

10 w porównanu z oresem , a aże zwęszene sę ampludy wahań w laach w porównanu z oresem w przerojach: mężczyźn, obey maso. Na ws nasąpło naomas newele zmnejszene sę ej ampludy. Zaem hpoeza o zmnejszanu sę ampludy wahań sezonowych zgonów w osanch laach na ogół ne powerdzła sę. Obalono aże hpoezę o zmnejszanu sę różnc wahań sezonowych zgonów pomędzy badanym populacjam. Wele różnc wsaźnów sezonowośc zgonów pomędzy populacją mężczyzn obe, a aże mędzy masem wsą oazało sę saysyczne sonych, podobne ja w badanach sezonowośc lczby zgonów w laach poprzednch. Oreślene różnc w sezonowośc lczby zgonów pomędzy różnym populacjam zameszujących en sam obszar może być pomocne w poznanu czynnów decydujących o szałowanu sę procesu umeralnośc w ych populacjach, co sanow podsawę dzałań proflaycznych. Leraura Jorgenson D.W. (964), Mnmum Varance, Lnear, Unbased Seasonal Adjusmen of Economc Tme Seres, Journal of he Amercan Sascal Assocaon, Vol. 9, s Kozłowsa-Szczęsna T., Krawczy B., Kuchc M. (2004), Wpływ środowsa amosferycznego na zdrowe samopoczuce człowea, Polsa Aadema Nau, Insyu Geograf Przesrzennego Zagospodarowana m. Sansława Leszczyńsego, Warszawa. Meleca-Kubeń Z. (99), Analza sezonowośc urodzeń zgonów, Wadomośc Saysyczne, nr 0, s Meleca-Kubeń Z. (2004), Różnce w sezonowośc zgonów w populacjach mężczyzn obe w meśce na ws wojewódzwa śląsego w laach , Śląs Przegląd Saysyczny, nr 3, s Meleca-Kubeń Z. (2006), Esmaon of Seasonal Indces of Val Processes Based on Sandardzed Daa, Przegląd Saysyczny, nr 53(2), s Meleca-Kubeń Z. (202), Nerównośc rwana życa w Polsce. Analza saysyczno- -demografczna, Wydawncwo Unwersyeu Eonomcznego, Kaowce. [www ] hp://demografa.sa.gov.pl/bazademografa/ (dosęp: ).

11 Sezonowość zgonów w Polsce w laach SEASONAL FLUCTUATIONS OF NUMBER OF DEATHS IN POLAND IN Summary: Number of deahs n Poland, smlarly as n he oher counres, reveals sgnfcan seasonal flucuaons. As he sandard of lvng, and he level of healh care mprove, annual range of seasonal flucuaons of number of deahs usually decreases. In Poland annual amplude of seasonal flucuaons of number of deahs decreased n he years as compared o he years , bu ncreased (wh he excepon of rural areas) n he years n comparson o he perod In he years sascally sgnfcan dfferences beween seasonal ndces of he number of deahs of men and women, and beween urban and rural areas were observed. Keywords: seasonaly of deahs, amplude of seasonal flucuaons, daa sandardzaon.