ओ.एल. चिज़ेव्स्की — सौर तूफानों की पृथ्वी पर प्रतिध्वनि भाग 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 активності Сонця, 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 усіх 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 відхилення 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 відхилення в ході кривої загальної смертності від теоретично можливої кривої. Тим не менш, є деякі підстави навіть апріорно припустити, що в складній і заплутаній картині загальної смертності повинні виділятися моменти, що показують переважаючу роль 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 досконалого паралелізму в ході кривих загальної смертності і Сонця. Нашим кінцевим завданням є визначення співвідношення між деякими точками цих кривих (саме максимумами смертності), максимумами і мінімумами активності Сонця.

Великий інтерес представляє статистика загальної смертності в Росії за період з 1876 по 1917 р. Насамперед ця статистика охоплює 40-річний проміжок часу, а потім вона виражена у відносних величинах, а не абсолютних. Аналізуючи емпіричний ряд смертності по Росії, легко помітити, що її рух складається з різних коливань, а саме періодичних підйомів і падінь.

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.

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 рр. цілком зрозуміла. Починаючи з 1920 по 1926 р. ми маємо знову цілком згодне протягом наших кривих (див. графік).

Мал. 91. Вгорі — хід смерті в Росії з 1867 по 1925 р. емпіричний ряд, згладжений ряд по трьох точках. … парабола 2-го порядку. Внизу крива періодичної діяльності Сонця

Таблиця 30
Кореляція між діяльністю Сонця і смертністю

| № п.п | Рік | Числа Вольфа — Вольфера | Смертність по Росії на 1000 осіб | Середнє з 11 точок | Сонце діяльність | Смертність, обчислена за параболою 2-го порядку | Смертність, відхилення від параболи 2-го порядку | Відхилення х–х |
|——-|—–|————————-|——————————-|———————|——————|—————————————|—————————————-|—————-|
| 1 | 1867| 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 | – | | | |
| 4 | 1870| 139,1 | 35,0 | 37,1 | – | 36,666 | – 1,666 | + 98,7 |
| 5 | 1871| 111,2 | 37,6 | 38,0 | – | 36,733 | + 1,167 | + 70,8 |
| 6 | 1872| 36,8 | 56,6 | 36,686 | + 4,414 | + 61,3 | | |
| 7 | 1873| 66,1 | 36,5 | 37,6 | 16 | 9 | | 46,2 |
| 8 | 1874| 46,2 | 36,5 | 36,848 | – 1,648 | + 4,3 | | |
| 9 | 1875| 17,1 | 34,6 | 34,9 | 36,3 | 49,6 | – 2,257 | -23,3 |
| 10 | 1876| 11,3 | 34,9 | 34,2 | 2,096 | -29,1 | | |
| 11 | 1877| 12,3 | 34,4 | 35,8 | 36,4 | 37,2 | – 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 | -34,4 |
| 14 | 1880| 32,3 | 36,1 | 35,0 | 35,9 | 34,2 | 36,688 | – 54,3 |
| 15 | 1881| 58,7 | 40,4 | 37,3 | – | | | 34,1 |
| 16 | 1882| 59,7 | 37,4 | 35,6 | 34,6 | – | 36,414 | + 13,9 |
| 17 | 1883| 63,5 | 34,4 | 35,9 | 35,4 | 34,9 | 36,294 | + 23,2 |
| 18 | 1884| 63,5 | 35,5 | 35,0 | – | 36,159 | – 0,359 | + 11,8 |
| 19 | 1885| 53,8 | 33,2 | 34,3 | 33,5 | 35,3 | 36,010 | -15,0 |
| 20 | 1886| 25,4 | 33,2 | 34,3 | – | 35,847 | -2,047 | -27,3 |
| 21 | 1887| 13,3 | 35,8 | – | – | | | |
| 22 | 1888| 6,8 | 33,4 | 34,2 | 35,6 | 39,3 | 35,669 | -33,6 |
| 23 | 1889| 6,3 | 35,5 | 35,2 | 35,5 | 0,023 | -34,1 | |
| 24 | 1890| 7,1 | 36,7 | 36,0 | 35,4 | 40,6 | 35,270 | -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 | + 32,6 |
| 27 | 1893| 84,9 | 34,4 | 36,6 | 35,0 | 41,0 | 34,569 | |
| 28 | 1894| 78,0 | 34,3 | 34,7 | 34,8 | 41,4 | 35,7 | + 37,6 |
| 29 | 1895| 64,0 | 35,5 | 34,4 | 34,4 | 41,7 | 34,021 | + 0 |
| 30 | 1896| 41,6 | 33,5 | 34,0 | 41,3 | – | 33,728 | + 1,4 |
| 31 | 1897| 26,2 | 31,7 | 32,7 | 33,6 | 38,5 | 33,421 | – 14,7 |
| 32 | 1898| 22,2 | 32,6 | 34,1 | – | 33,099 | + 0,101 | – 13,7 |
| 33 | 1899| 12,1 | 31,2 | 31,8 | 32,1 | 30,2 | 32,763 | -28,3 |
| 34 | 1900| 9,5 | 32,4 | 31,5 | – | 32,412 | – 1,312 | -30,9 |
| 35 | 1901| 2,7 | 32,1 | 31,9 | 28,0 | – | 32,047 | + 0,053 |
| 36 | 1902| 5,0 | 31,3 | 30,4 | – | 30,368 | -35,4 | |
| 37 | 1903| 24,4 | 30,0 | 30,4 | 31,1 | 31,9 | 31,274 | -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 |
| 40 | 1906| 53,8 | 28,4 | 28,9 | 30,0 | 33,7 | 29,555 | + 21,6 |
| 41 | 1907| 62,0 | 28,3 | 28,7 | 29,6 | 33,4 | | |
| 42 | 1908| 48,5 | 28,3 | 28,7 | 29,5 | 29,8 | 29,089 | + 3,9 |
| 43 | 1909| 43,9 | 29,5 | 28,7 | 29,3 | 32,1 | 28,609 | + 0,891 |
| 44 | 1910| 18,6 | 31,5 | 29,5 | 28,7 | 32,6 | 28,114 | + 3,386 |
| 45 | 1911| 5,1 | 28,5 | 27,3 | – | 32,0 | – 0,205 | -34,7 |
| 46 | 1912| 3,6 | 26,5 | 27,1 | 26,6 | 36,5 | 27,082 | – 0,582 |
| 47 | 1913| 1,4 | 25,7 | – | – | 25,992 | + 0,708 | -39,0 |
| 48 | 1914| 9,6 | 26,7 | 25,7 | – | | | |
| 49 | 1915| 47,4 | 23,0 | 23,8 | – | 25,425 | – 2,4 | |
| 50 | 1916| — | — | — | — | | | |
| 51 | 1917| 103,9 | 21,7 | 24,249 | – 2,549 | + 63,5 | | |

В результаті згладжування отримуємо новий ряд, в якому 11-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 + 0,803x – 0,181x².

Вважаючи x = 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 сонцедіяльності | У роки максимуму | У попередній рік | У наступний рік | Середнє відхилення |
|———————————-|——————-|——————|—————–|——————–|
| 1870 | -1,666 | + 1,085 | – 2,1 | + 0,715 |
| 1883 | + 3,880 | + 6,186 | – 0,966 | + 3,033 |
| 1893 | – 1,106 | +Той факт, що ми отримали невисокий коефіцієнт кореляції, добре пояснюється тим, що й у роки мінімумів сонцедіяльності ми спостерігаємо невеликі підйоми кривою 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

Рис. 93. Вгорі — крива смертності у Симбірській, нині Ульянівській, 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 за 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 сонцедіяльності, вже говорить про деякий безперечний зв’язок з останньою. Згладжування цього ряду за трьома точками (див. табл. 35), вироблене двічі з метою усунення 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 р., які виражені у відносних величинах на тисячу жителів. Зіставлення двох рядів — низки смертності по Петербургу та низки відносних чисел сонцедіяльності — показує, що хоч і намічається одночасність моментів у піднятті чи падінні, проте зв’язок між ними виражений досить слабо.

Тому слід звернути увагу на криву смертності і вже потім подивитися, чи існує залежність між віковими коливаннями смертності та сонцедіяльністю.

Рис. 94. Верхня крива — смертність по Москві з 1862 по 1926 р. (жирна крива — згладжена за трьома точками). Нижня крива — періодична діяльність Сонця (за П. Куркіним і Чортовим).

Завдяки люб’язності Г. І. Покровського в моє розпорядження надійшов уже готовий і оброблений за відомими формулами та опублікований матеріал смертності по Петербургу та Російській імперії за вказані проміжки часу. Матеріал цей я і наводжу у табл. 36 і даю як графік 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.

Таблиця 35
Кореляція між сонцедіяльністю і смертністю по Симбірській губернії (1844–1921 рр.)

ByБурхан Лілія Олексіївна

प्रकाशित Липень 27, 2015

• पुस्तकालय

अगला पढ़ें

ByБурхан Лілія Олексіївна

27.07.2015

ओ.एल. चिज़ेव्स्की — सौर तूफानों की पृथ्वी पर गूँज भाग 11

Розділ VI Епідеміями та сонячними максимумами не існує, і чумні епідемії однаково добре розвиваються як в епохи максимумів, так і в епохи мінімумів сонц...

• पुस्तकालय

ByБурхан Лілія Олексіївна

27.07.2015

ए. चिज़ेव्स्की ए. वी. रेप्निकोव – “सौर मनुष्य

“Сонячна людина” Олександр Чижевський Рєпніков А. У. “Ти встояв перед маренням череди чорної, Дивився у ній, не відвернувши обличчя: Пізнання геній – сп...

• पुस्तकालय

ByБурхан Лілія Олексіївна

27.07.2015

ओलेक्सी अगाफोनोव – भविष्यवाणी ज्योतिष :: 1. सिद्धांत – भाग I

ОЛЕКСІЙ АГАФОНОВ ПРОГНОСТИЧНА АСТРОЛОГІЯ ТЕОРІЯ I. Світ Уранії Москва, 2007 Зміст Вступ 6 1. Астрологічний алфавіт і система управління 14 1. Дванадцять...

• पुस्तकालय

सूरज में जुड़वाँ 25 डिग्री

महीना में बंदूकची निशाना 14 डिग्री

नया चाँद 1 दिन