О.Л. Чижевський — ЗЕМНЕ ВІДЛУННЯ СОНЯЧНИХ БУР частина 14

Розділ IX ПІКИ ДРУКОВАНОЇ СТАТИСТИКИ 1 Ми бачимо, що картина розподілу різних епідемічних захворювань на 11-річні цикли досить складна. У той час як одні епідемії падають на роки максимумів сонцедіяльності, інші переважно припадають на роки, суміжні з роками максимумів, деяка частина епідемій падає на роки мінімумів. Однак серед цієї складності досить чітко вимальовується одна загальна і найбільш стійка властивість більшості епідемій – групуватися в тій половині 11-річного циклу, яка стоїть під знаком інтенсивної діяльності Сонця. Тому цікаво розглянути питання про те, в якому співвідношенні із сонячним періодом знаходиться картина загальної смертності, тобто чисельність всіх випадків смерті від усіх хвороб, зареєстрованих на великій території і за великий проміжок часу. Ґрунтуючись на розподілі епідемій у часі, слід припустити, що крива загальної смертності повинна давати дуже значні ухилення від кривої сонячної активності. І це тим більше ймовірно, що до загальної смертності включаються випадки смерті від багатьох інших причин: голод, самогубства, випадки раптової смерті тощо. Ця обставина має вносити надзвичайно різкі ухилення в ході кривої загальної смертності від теоретично можливої кривої. Тим не менш, є деякі підстави навіть априорно припустити, що в складній і заплутаній картині загальної смертності повинні виділятися моменти, що показують превалюючуроль фактора довкілля порівняно з усіма іншими випадковими явищами місцевого та тимчасового характеру*. • У цій роботі я не торкаюся питання про те, які соціально-економічні фактори могли відігравати роль у коливаннях загальної смертності. Безперечно, що ці фактори могли в деяких випадках цілком зумовити ті чи інші зміни кривої. Питання це досить докладно розібрано багатьма авторами у низці статистичних досліджень з політичної економії. Тому, беручи для нашого дослідження числові величини загальної смертності, ми на підставі всього сказаного не повинні розраховувати на можливість відкриття повного або скоєного паралелізму в ході кривих загальної смертності і сонця. Нашим кінцевим завданням є визначення співвідношення між деякими точками і цих кривих (саме максим умами смертності), максим умами і мінім умами активності Сонця. Великий інтерес представляє статистика загальної смертності в Росії за період часів і з 1876 по 1917 р. Насамперед ця статистика охоплює 40-річний проміжок часів, а потім вона виражена у відносних критичних, а не взаємних. виражаючою емпіричний ряд смертності по Росії, легко помітити, що її рух складається з різних коливань, а саме періодичних підйомів і падінь. ня, що виявляються на всьому протязі
кривою, якщо не вважати загального зниження смертності. Навпаки, періодичні спадання і зростання відносних чисел смертності виражені найбільш її яскраво, хоча на перший погляд досить безпорадно. Якщо ми спробуємо зіставити криву смертності в Росії з кривою відносних чисел Вольфа – Вольфера, то ми побачимо, що, хоча наші лінії і мало схожі один на одного, все ж у них намічаються деякі загальні тенденції. Так, крива сонячних плям має явні 11-річні періоди, хоча, можливо, дещо неточні; крива смертності має тенденцію слідувати за кривою сонячних плям, виявляючи все ж таки значні неправильності у своєму русі. Таким чином, незважаючи на різноманітність наших кривих, між ними помітний відомий паралелізм, який говорить про деякий зв'язок між ними* d'uc. 92). Спробуємо визначити тісноту зв'язку між нашими кривими (табл. 30). Насамперед зробимо попередню обробку матеріалу. З метою елімінування випадкових дрібних коливань та виділення середнього рівня нашого ряду смертності виконуємо механічне вирівнювання за трьома точками за формулою простої ковзної середньої, в результаті чого отримуємо згладжений ряд. З метою виявлення рівня робимо механічне вирівнювання вже по 11 точках: hi bt = тг? я,-. * Необхідно зауважити, що статистика смертності за 1916 та 1917 рр. не точна, а з 1918 по 1920 р. вона зовсім відсутня.Тому розбіжність кривих смертності та сонцедіяльності за 1916-1917 гг. цілком зрозуміло. Починаючи з 1920 по 1926 р. ми маємо знову цілком згодне протягом наших кривих (див. графік). Мал. 9 1. Вгорі – хід смерті в Росії з 1867 по 1925 р. емпіричний ряд, згладжений ряд по трьох точках. …. парібсла 2-го порядку. Biiujy крива періодичної діяльності Сонця 272 Г.шва IX Таблиця 30 Кореляція між діяльністю Сонця і смертністю No п.п Рік Числа Вольфа – Волфера Смертність по Росії і на 1000 осіб середня-1 ня з 11 точок Сонце дія тель. з Смертність, обчислений, за параболою 2-го порядку Смертність, відхилення від параболи 2-го порядку Відхилення х-Х 1 2 3 4 5 6 7 8 9 36,8 36,379 + 0,421 -33,1 2 1868 37,3 39,7 38,3 – – – 36,489 + 3,211 – 3,1 3 1869 73,9 38,3 37,7 – – 37,5 + 4 1870 139,1 35,0 37,1 – – 36,666 – 1,666 + 98,7 5 1871 111,2 37," 38,0 – – – 36,733 + 1,167 + 70,8 6 187 36,8 56,6 – 36.686 + 4,414 + 61,3 7 1873 661 36,5 37,6 16 9 46 2 . 36,5 36,848 – 1,648 + 4,3 9 1875 17,1 34,6 34,9 36,3 49,6 – 36,857 – 2,257 -23,3 10 1876 11,3 34,9 34 2,096 -29,1 11 1877 12,3 34,4 35,8 36,4 37,2 – 36,833 – 2,433 -28,1 12 1878 3,4 38,2 35,8 36,1 33,8 – 13 1879 6,0 34,8 36,4 35,9 33,5 35,5 36,751 + 1,951 -34,4 14 1880 32,3 36,1 35,0 35,9 34,2 36,688 – 54,3 34,1 36,9 35,8 34,9 – 36,611 -2,511 + 13,9 16 1882 59 7 40,4 37,3 15 7 15 1 – 36,520 + 3,883 + 3,8 37,4 35,6 34,6 – 36,414 + 1,086 + 23,3 18 1884 63,5 34,4 35,9 35,4 34,9 36,3 36,294 + 1,894 + 23,2 3 5 35,5 35,0 – 36,159 – 0,359 + 11,8 20 1886 25,4 33,2 34,3 33,5 35,3 – 36,010 – 2,810 -15,0 21 1887 13,3 3 35,847 -2,047 -27,3 22 1888 6,8 33,4 34,2 35,6 39,3 – 35,669 – 2,269 -33,6 23 1889 6,3 35,5 35,2 35,5 0,023 -34,1 24 1"90 7,1 36,7 36,0 35,4 40,6 – 35,270 + 1,430 -33,3 25 1891 35,6 35,8 37,8 35,2 39,5 – 26 1892 73,0 41,0 37,1 35,0 39,7 – 34,814 + 6,186 + 32,6 27 1893 84,9 34,4 36,6 35,0 41,0 – 34,569 4 78,0 34,3 34,7 34,8 41,4 35,7 34,300 -0,000 + 37,6 29 1895 64,0 35,5 34,4 34,4 41,7 34,021 + 1,489 + 0 33,3 33,5 34,0 41,3 – 33,728 – 0,428 + 1,4 31 1897 26,2 31,7 32,7 33,6 38,5 33,421 – 1,721 – 14,7 32 32 32,6 34,1 – 33,099 + 0,101 – 13,7 33 1899 12,1 31,2 31,8 32,1 30,2 31,9 32,763 + 1,563 -28,3 34 1930 1 28,9 – 32,412 – 1,312 -30,9 35 1901 2,7 32,1 31,5 31,9 28,0 – 32,047 + 0,053 -37,7 36 1902 5,0 31,3 8 0,368 -35,4 37 1903 24,4 30,0 30,4 31,1 31,9 – 31,274 – 1,274 -16,0 38 1904 42,0 29,9 32,3 30,8 36,3 6 1,6 39 1905 63,5 36,9 32,2 30,8 34,0 – 30,443 + 6,457 + 23; 1907 62,0 28,4 28,9 30,0 33,7 – 29,555 – 1,155 + 21,6 42 1908 48,5 28,3 28,7 29,6 33,4 – 29,089 + 3,9 29,5 29,8 29,3 32,1 29,0 28,609 + 0,891 + 3,5 44 1910 18,6 31,5 29,5 28,7 32,6 – 28,114 + 3,386 -21,7 28,5 27,3 32,0 – 20,605 – 0,205 -34,7 46 1912 3,6 26,5 27,1 26,6 36,5 – 27,082 – 0,582 -36,8 47 1915 4 0,856 -39,0 48 1914 9,6 26,7 25,7 – – 25,1 25,992 + 0,708 -30,8 49 1915 47,4 23,0 23,8 – – – 25,425 – 2,4 21,7 22,1 – 24,844 – 3,144 + 16,7 51 1917 103,9 21,7 24,249 – 2,549 + 63,5 273 В результаті згладжування отримуємо новий ряд, в якому11-річна періодичність елімінована і виявлена "вікова тенденція" ряду, що має в даному випадку форму, дуже близьку до форми параболи 2-го порядку. Керуючись цим, приймемо як аналітичний рівень параболу 2-го порядку. Аналітичне вирівнювання отриманого ряду провадимо за методом найменших квадратів. Потім знаходимо рівняння параболи 2-го порядку, що є рівнем кривої загальної смертності в Росії. У = 35,962 + 0,803Л-0,181А2. Вважаючи, х-1, 2, 3,…, 50, отримуємо власні значення У і будуємо графік. Перед тим, як вдатися до обчислення коефіцієнта кореляції між смертністю та сонцедіяльністю, ми можемо скористатися отриманим рядом відхилень смертності з метою попереднього з'ясування шуканого зв'язку. Для цієї мети визначимо середні відхилення смертності від отриманого рівня (параболи 2-го порядку) у роки максимумів та мінімумів сонячних плям, а також у роки, що передують і наступні за ними. Отримуємо наступну таблицю (31) для років максимальної діяльності Сонця. Таблиця 31 Відхилення від смертності по Росії від рівня Роки максимумів сонце-діяльності У роки максимуму У попередній рік У наступний рік Середнє відхилення 1870 1883 1893 1905 1917 -1,666 + 1,085 – 2, 1,715 + 3,880 + 6,186 – 0,966 – 3,144 + 1,176 – 1,894 -1,106 + 0,405 + 1,024 + 2,007 + 1,795 – 2,846 Середнє + 0,63 0,477 18-105 274 З таблиці ми бачимо, що смертність вища за середній рівеньнайчастіше має місце на рік, що передує максимуму сонцедіяльності як за кількістю випадків, так і за розміром середнього відхилення. Подібний же прямий зв'язок, але лише слабше спостерігається й у роки максимумів сонцедіяльності. У роки, наступні за максимумом, смертність загалом виявляється нижчою за середній рівень. Отже, з нашої таблиці ми можемо вивести такий висновок: у рік, що передує максимуму сонцедіяльності, смертність набуває максимального значення. У рік максимуму загальна смертність починає трохи зменшуватися, залишаючись все ж таки вищою за середню. Складемо таку ж таблицю для мінімумів сонце-діяльності (табл. 32). І та с. 9 2. Смертність та Росії з 1867 по 1924 р. пунктир – відхилення смертності від параболи. У роки мінімумів Піки сумної статистики 275 Таблиця 32 Відхилення смертності за Росією від рівня Роки максимумів сонцедіяльності У роки мінімумів У попередній рік У наступний рік Середнє відхилення 1867 1878 1889 1901 141 0,023 + 0,053 + 0,856 – 2,433 – 2,269 – 1,312 – 0,582 + 3,211 – 1,951 + 1,430 – 0,068 + 0,708 + 1,816 – 0,42 0 Середнє + 0,551 -1,649 + 0,606 + 0,112 танаступні смертність вище середньої – зв'язок зворотний. Зіставляючи разом обидві наші таблиці – 31 і 32, ми можемо зробити такий висновок: незважаючи на непостійність зв'язку, остання найяскравіше виявляється в роки, що передують як максимуму, так і мінімуму сонцедіяльності. Такий наш попередній висновок. Тепер спробуємо застосувати метод кореляції для кількісного визначення тісноти зв'язку між смертністю та сонцедіяльністю. Візьмемо два наші ряди: ряд відхилень від параболи 2-го порядку та ряд відхилень відносних чисел сонячних плям від їх середньої річної. Знайдемо коефіцієнт кореляції між нашими рядами за умови зсуву кривої смертності на 2 роки вперед. Отримаємо: г = +0,363 і г = 0,089, 18 '276 де г – коефіцієнт кореляції, а е – його ймовірна помилка. Звідси ми можемо сказати, що г = + 0,36 при ймовірній помилці е = 0,09, яка в 4 рази менша за коефіцієнт кореляції. Резюмуючи все вищевикладене, ми можемо сказати, що при одночасному зіставленні наших кривих зв'язок невеликий, але при зрушенні кривої смертності праворуч вона стає сильнішою і міцнішою. Плямно-освітня діяльність Сонця, безсумнівно, впливає на загальну смертність. Той факт, що ми отримали невисокий коефіцієнт кореляції, добре пояснюється тим, що й у роки мінімумів сонцедіяльності ми спостерігаємо невеликі підйомикривою загальної смертності Коли ми дійшли вищевказаного висновку про співвідношення між загальною смертністю по Росії та періодичною діяльністю Сонця, нам здалося цікавим вивчити, чи спостерігається аналогічне явище на великому статистичному матеріалі про Мал. 9 3. Вгорі ~- громад смертність у Симбірській, нині i натов ській, губернії з 1884 по 1921 р. емпіричний ряд, згладжений за трьома точками. 277 смертності по Симбірській губернії, де справу медичної статистики було налагоджено ще з кінця першої половини минулого століття. У найбільш повній роботі Я. Шостака (1928 р.) ми виявили статистичний матеріал про смертність, що охоплює період часу з 1844 по 1921 р., тобто за 78 років, і виражений також у вигляді відносних чисел. Зробимо тепер спробу скоротити територію, що вивчається по відношенню до загальної смертності. Скористаємося тепер статистичним матеріалом про смертність по Москві та Петербургу (Ленінграду). Дані загальної смертності по Москві ми знаходимо у роботі П. І. Куркіна і Чортова під час з 1862 по 1926 р. Ці дані виражені у відносних числах на тисячу жителів. Емпіричний ряд, представлений графічно (рис. 94) і зіставлений з кривою сонце-діяльності, вже говорить про деякий безперечний зв'язок з останньою. Згладжування цьогорада за трьома точками (див. табл. 35), вироблене двічі з метою …. рчд, отриманий в результаті параболічного нирашшвані.ч по ділянках. Внизу крива періодичної діяльності Сонця (Шостак) Таблиця 3i Кореляція між сонцедіяльністю і смертністю по Симбірській губернії (1844-1921 ir.) 1 2 3 4 5 1 2 3 4 5 1 1844 16,8 42,4 40,3 2 1845 40,1 32,2 34,8 41 1884 63,5 36,5 37,0 3 1846 61,5 37,2 37,9 42 1885 62,2 32,4 4 48,2 43 1886 25,4 30.8 31,4 5 1848 124,3 62,9 42,2 44 1887 13,1 31,3 31,9 6 1849 95.9 37,2 46,3 4 7 185U 66,5 39,5 41,4 46 1889 6,3 34,5 35,7 8 1851 65,5 47,6 40,9 47 1890 7,1 39,0 37,0 9 1842 5 35,6 37,6 41,3 10 1853 39,0 44,0 40,0 49 1892 73,0 47,4 41,3 11 1854 20,6 40,4 42,2 50 1893 85,4 6,7 42,3 40,0 51 1894 78,0 37,4 38,1 13 1856 4,3 37,4 38,3 52 1895 64,0 38,0 36,9 14 1857 22,3 8 35,3 35,6 15 1858 54,8 35,0 36,1 54 1897 26,2 35,5 36,2 16 1859 93,8 38,3 39,7 55 1898 26,7 36,9 45,9 40,5 56 1899 12,1 36,6 37,5 18 1861 77,2 37,4 40,8 57 1900 9,5 36,1 36,1 19 1862 59,1 39,5 3 36,4 20 1863 44,0 38,2 39.2 59 1902 5,0 37,5 36,0 21 1864 47,0 40,2 41,0 60 1903 24,4 35,1 35,5 4 41,8 61 1904 42,0 33,8 34,7 23 1866 16,3 40,4 42,0 62 1905 63,5 35,3 34,0 24 1867 7,3 41,0 40,8 6 33,4 25 1868 37,3 40,2 43,5 64 1907 62,0 32,0 32,6 26 1869 73,9 49,2 42,9 65 1908 48,5 33,0 32,0 32,0 41,6 66 1909 43,9 33,6 35,3 28 1871 111,2 36,4 37,0 67 1910 28,6 39,2 35,0 29 1872 101,7 35,2 35 34,6 30 1873 66,3 33,2 35,6 69 1912 3,6 32,3 32,0 31 1874 44,7 38,2 35,3 70 1913 1,4 31,4 31,7 4 71 1914 9,6 29,2 29,1 33 1876 п,з 40,0 36,3 72 1915 47,4 26,8 26,7 34 1877 12,3 34,6 40,0 73 192 1878 3,4 45,5 37,4 74 1917 103,9 20,8 25,4 36 1879 6,0 32,2 37,6 75 1918 80,6 31,3 99,4 37 1880 3 1919 63,3 36,1 35,1 38 1881 54,3 30,5 35,8 77 1920 37,6 38,0 35,4 39 1882 59,7 41,9 38,3 78 1921 Смертність за Симбірською губер-шш № п. п. Рік Смертність за Симбірською губ. Значення інтерполування за параболою 2-го порядку № п. п. Рік Смертність по Симбірській губі. Значення інтерполування за параболем 2-го порядку 1 2 3 4 1 2 3 4 1 1844 35.1 37.954 VII 1850 39,5 36,939 1855 42,3 38,070 166 40,4 37,956 1872 35,3 40,129 1877 34,6 37,612 1883 42,4 39,234 1888 33,6 37,038 1894 37,4 36,936 1905 35,3 32,464 1910 39,2 35,200 1916 24,1 26,589 1921 32,2 33,936 VIII 1851 47,6 43,875 II 1845 32,2 41,749 1856 37,4 37,628 1873 33,2 39,214 1867 41,0 40,383 1884 36,5 36,273 1878 45,5 41,092 1893 34,5 39,755 1906 32,8 29,165 1900 36,1 36,372 1917 20,9 24,999 1911 32,3 30,943 IX 1852 35,6 36,3 1863 38,2 36,671 1857 35,1 36,978 1874 38,2 36,165 1868 40,2 37,114 1885 32,0 35,325 1879 32,2 36 34,151 1890 39,0 36,036 1907 32,0 32,643 1901 35,5 34,822 1918 31,3 30,801 1912 32,3 33,158 X 185 44,4 42,198 1864 40,2 38,786 1858 35,0 41,844 1875 34,4 34,765 1869 49,2 40,980 1886 30,8 32,496 1897 33,5 31,979 1891 37,6 37,722 1908 33,0 33,214 1902 37,5 35,323 1919 36,1 36,201 1913 31,4 4 36,716 V 1848 62,9 45,634 1865 44,7 36,143 1859 38,3 47,463 1876 40,0 36,222 1870 39,2 47,146 138 30,5 44,671 1898 39,8 38,336 1892 47,4 40,050 1909 33,6 40,371 1903 35,1 33,279 1920 38,0 43,058 1849 37,2 38,581 1860 45,9 41,043 1871 41,9 40,741 1882 41,9 40,741 1893 38,8 37,977 1904 33,8 3 27,223 280 випадкових коливань, дає в результаті наочну картину залежності кривої смертності по Москві від коливань у напруженості сонячної активності, при цьому виявляються подвійні хвилі смертності протягом одного періоду. Матеріал за Петербургом (Ленінградом) є особливо багатим. Ми маємо дані з 1764, які виражені у відносних величинах на тисячу жителів. Зі зіставлення двох рядів – низки смертності по Петербургу та низки відносних чисел сонцедіяльності – бачимо, що хоч і намічається одночасність моментів у піднятті чи падінні, проте зв'язок з-поміж них виражена досить слабо. Тому слі – Р і с. 9 4. Верхня крива – смертність по (оск'ї з IH62 по 1926 р. (жирнач кривич – сг шжело по трьох точках). Нижня кривич періодична <>еяте /наясть Со.ища (за П. Куркііу і Чортову) 281смертності і вже потім подивитися, чи існує залежність між "віковими" коливаннями їх і сонцедіяльністю. Завдяки люб'язності Г. І. Покровського в моє розпорядження надійшов уже готовий і оброблений за відомими формулами і опублікований матеріал смертності по Петербургу та Російській імперії за вказані проміжки часу. Матеріал цей я і наводжу у табл. 36 і даю як графіка на рис. 95. Як бачимо з цього графіка, віковий хід кривих смертності по Петербургу та Росії утворює дуже приголосні коливання із віковим ходом сонцедіяльності. Торкнемося ще одного питання.