FODSELSHYPPIGHETER. En undersøkelse av regionale variasjoner og endringer over tiden. Knut Bratland

Transkript

1 IB 67/1 Oslo, 11. januar 1967 FODSELSHYPPIGHETER En undersøkelse av regionale variasjoner og endringer over tiden Av Knut Bratland Innhold Side 1. Innledning 1 2. Regionale variasjoner i fødselshyppighetene 1 3. Variasjoner i fødselshyppighetene over tiden 5 a. Perioden b. Etter Fødselshyppighetenes variasjoner med morens alder Beregning av framtidig fødselstall 14 Vedlegg: A. Kvinner pr. 1/ og beregnet antall kvinner pr. 1/ Riket 16 B. Levendefødte otter morens alder Riket 18 C. Levendefødte etter morens alder Riket og kommunetyper 19 D. Kvinner pr. 1/ etter alder. Kommunetyper 20 Dette notat er et internt arbeidsdokument og and ikke offentliggjores eller sendes andre etater, institusjoner e. 1., verken i sin helhet eller i utdrag.

2 i! Innledning Denne undersøkelsen er foretatt i forbindelse med Byråets arbeid med nye befolkningsprognoser, og det er her særlig lagt vekt på å vise de regionale variasjoner i fødselshyppighetene likeledes som det er undersøkt variasjoner i fødselshyppighetene over tiden. De undersøkelser som er foretatt, er - spesielt for de regionale variasjoner over tiden - blitt mindre utførlige enn ønskelig på grunn av mangelfulle opplysninger om antall kvinner i de forskjellige aldrer. Et annet forhold som forstyrrer sammenlikningen av fødselshyppighetene over tiden, er at Byrået i 1961 forandret beregningsmåten for morens alder ved fodselen. For 1961 ble alderen regnet ut som differansen mellom barnets og morens fødselsår, mens en fra 1961 gikk over til en nøyaktig utregning av morens alder i fylte år. Det kan ellers nevnes at i dette notatet svarer antall kvinner i 1960 til kvinner ved folketellingen 1/ For senere år har en beregnet antall kvinner pr. 1/11 angjeldende år ut fra dødeligheten For 1950 gjelder antall kvinner folketellingen 1/ Jeg har i denne undersøkelsen holdt meg til totalt antall levende fødte barn og totalt antall kvinner. En kunne eventuelt i stedet ha konsentrert seg om antall levende fodte i ekteskap i forhold til antall gifte kvinner, og senere gjort et tillegg for antall fodte utenfor ekteskap. En måtte i så fail også ha foretatt en undersøkelse av ekteskapshyppighetene. Med de forenklede forutsetninger denne undersøkelsen bygger pa, vil en måtte regne med storre varianser på de estimatene som er regnet ut. saz...reazionale variasjoner i fodselshtene Vi begynner med å innføre følgende betegnelser: K.(y,t) Kvinner i alder y i år t og kommunetype nr. 6 K(y,t) se K.(y t) = Kvinner i alt i alder y i år t. 1=1 I F.(y,t) = Levendefødte av kvinner i alder y i år t og kommunetype nr. i. 6 F(y t) E 1 Fİ (y,t) = Levendefødte air kvinner i alder y i år t. f.(y t) Levendefødte pr kvinner i alder y i år t og kommunetype nr. i. f(y,t) Levendefødte pr kvinner i alder y i år

3 Vi har da: F.(y,t) f.(y,t) = Ki(y,t) i = 1 (21) og tilsvarende: 6 f(y,t)i 000 F(Yit)E f. y,t K(y,t) i=1 K.(y,t) K(y,t) (2, 2) a For vise de regionale forskjeller i fodselshyppighetene, har jeg så regnet ut antall levendefødte pr kvinner i 5-årige aldersgrupper for hver kommunetype og for riket. Vi har da: z+4 E ) F.(y t) f ( -..,,t) = y=z ; i = 1,...,6(2,3) z+4 E y= z K.(y,t) og: z+4 E F(y,t) f( z z+q, ) = Y:z z+4 E y=z (2,4) Tabell 1. Levendefødte pr kvinner etter alder og kommunetype i 1960 Alder Raet Kommunetype 22, ,8 26,9 30,0 29,0 26,7 27, ,7 176,7 119,5 64,9 23,6 2,2 119,4 169,2 187,0 193,8 200,5195,2 153,0 181,2 180,8 187,0 200,6 190, 6 105,5 118,3 109,0 130,5 138,9 129, 4 50,4 62,9 57,3 77,7 84,6 74,9 14,5 21,4 20,9 25,3 38,9 30,0 1,1 2,4 2,5 2,1 3,9 2,8 1 = Byer. 2 = Forstadskommuner. 3 = Tett bebygde industrikommuner. 4 = Andre tett bebygde kommuner. 5 = Jordbruks-, skogbruks- og fiskerikommuner. 6 = Andre spredt bebygde kommuner. 1) Symbolet Ci,z+4,3 inni parentesen står for det 5-årige aldersintervallet til z + 4 år.

4 3 Vi ser av tabell J. at det er tildels store variasjoner i fødselshyppighetene mellom de forskjellige kommunetyper. Kommunetype 1-byer, har overalt den iaveste vidselshyppigheten, og f.eks. fpx, aldersintervallet år er fødselshyppigheten i byene 27 prosent lavere enn for riket i alt. Vi legger også merke til at for aldrene år er fødselshyppighetene for alle kommunetyper, unntatt byene, større enn fodselshyppighetene for riket. For å undersøke om forskjellene mellom kommunetypene, slik det framgår av tabell 1, er signifikante, har jeg brukt en testmetode basert på en modell med flere par Bernoulli forsøksrekker. La oss da anta at vi skal teste to kommunetyper mot hverandre og undersøke om det er noen reell forskjell i fødselshyppighetene. Vi antar at det bare er kvinner i alderen som kan føde og deler kvinnene inn i 7 aldersintervaller 15-19, år. Hver kvinne under observasjon i 1960 benevnes nå som en observasjon. Observasjonsverdien settes lik 1 dersom kvinnen foder i observasjonsperioden, ellers 0. Med "fødsel" mener jeg i denne forbindelse et levendefødt barn, og jeg gjør den tilnærmelse anta at flerfødsler ikke har forekommet. Jeg vil også gå ut fra at observasjonene er stokastisk uavhengige, dvs. at om en bestemt kvinne føder et levende barn i 1960, så har ikke dette noe å bety for andre kvinners mulighet for å få barn samme året. Den mest grove tilnærmelse i denne modell er at alle kvinner i samme aldersintervall og kommunetype skal ha samme fødselshyppighet. Sannsynligheten for at en kvinne skal få barn er jo blant annet avhengig av ekteskapsstatus og varigheten av ekteskapet. Vi får nå at i aldersintervall nr j blir det fodt )') barn i den ene kommunetype og Y. barn i den andre I den forste kommunetye var det m. kvinner i aldersintervallet, og i den andre nj. Vi innfører videre at 7 m. 1- n. = N. og har at E N N. Etter forutsetningene ep da 3 3 X-, j=1 j 2'e X7, Y1,,Y7 uavhengige stokastiske variable,og m1,,m7, n1,...,n7 er å oppfatte som gitte konstanter. Vi får da Pr LXi = = mj) p. x(1 x 3 = 1 (2,5) X = 0,1,...,m, Pr Y.= Yj 1-- ( nj ) q. Y(1 3 ; j = 1,2,...,7 y = derp og (1. er sannsynlighetene for at kvinne i aldersintervall j skal føde j.3 i henholdsvis deneene og den andre kommunetype.

5 X. Y. Nå er E--1- r. p. og E --1- = q.. tabell 1 er oppgitt f.(ez,z+4j,1960), m. 3 n. og skal vpf.eks. teste kogimunetype 1 mot kommunetype 2, vil f 1 (ri,z ) vare et estimat for P 3. og f 2 (i1z z+4),1960) likeledes et estimat for qi. A priori er alle p. og q. ukjente, og vi skal på grunnlag av observasjonsmaterialet teste hypotesen (26) mot alternativet p.4:q. for minst 6n verdi av j. Hvis og bare hvis vi får 3 3 forkastet H er det grunn til å påstå at fødselshyppigheten er forskjellig i de to kommunetypene. Vår testmetode bygger nå på at X. Y m. n. w= j=1 ( 1.1 m. n. N. N x + Y. X. + Y. (2,7) er tilnærmet kjikvadratfordelt med 7 frihetsgrader når H. er riktig. H o forkastes når W > c, hvor c er (1-0-fraktilen i kjikvadratfordelingen med 7 frihetsgrader, og testnivået blir tilnærmet lik c. Som eksempel skal jeg ni ta kommunetypene 4 og 6, de eneste uten vesentlig forskjell i fodselshyppigheten. Vi har her at X. = F (Ci,z+4,J,1960), 3 4 mj = Ki4([,z+47,1960), Yj = K6 (6,z+413,1960) og nj = K6 (Lz z+0,1960). Vi får da at W = p.'4(z,1960) yz,1960) Li<4 (z,1960) K (z, E )..1 z1 F (z 1960) + F (z' ; z ' 1960)1, 1 4 ' kri TY5RTY ' K4(z,1960) + K6 (z 1960) L! )-1- K6 (z (2,8) hvor z = 15, 20, 25, 30, 35, 40, 45. (1 (2,8) er z = Her blir W = 6,07, og for e = 0,01 finner vi at c = 18,5. Herav får vi at det ikke er grunn til å anta at fodselshyppighetene ikke er de samme for kommunetype 4 som for kommunetype 6. Av denne grunn har jeg også valgt å slå sammen kommunetypene 4 og 6 i tabell 8.

6 Varias'oner i fodselsh is 10 hetene over tiden a. Perioden For å kunne forutsi noe om hvordan fodselshyppighetene vil utvikle seg i årene framover bor en vite hvordan utviklingen har vart i de senere år, for om mulig ut fra dette a,slutte noe om den framtidige utvikling. På grunn av den tidligere nevnte endring i utregningen av morens alder fra 1961 har jeg valgt først å se på endringen i fodselshyppighetene fra 1950 til 1960 og deretter å se på fodselshyppighetene etter Når det gjelder endringen fra 1950 til 1960 har jeg sett på flere typer "fodselshyppigheter" for også å få et inntrykk av hva selve betraktningsmåten har å si for resultatet. Forst har jeg sett på antall levende fodte barn pr innbyggere i henholdsvis 1950 og I 1950 var antall levende fodte barn pr innbyggere 19,1,og i 1960 var tilsvarende tall 17,3, og herav får vi at forholdet mellom den totale fødselshyppigheten i 1960 og 1950 er 0,91. Deretter har jeg sett på forholdet mellom antall levende fodte barn av kvinner i alderen år og antall kvinner i alderen år. f(t) = , F(y,t) 49 E15K(y t) y= Vi har her at f(1950) = 75,574 og f(1960) 75,884 og forholdet f(1960)/ f(1950) = 1,004. Til slutt har jeg regnet ut f( [z t) gitt ved (2,4) for t1 = 1960 og for t 2 = 1950 og deretter forholdet 3.a.1) f( z,z+4 ) r =, = 37(CF,z+4.],t ) (3.a.2) som vist i tabell 2.

7 6 Tabell 2. Levende fødte pr kvinner etter alder i 1950 og 1960 og endringene Riket. Aldersintervall f( z z+4,1950) f( z,z+4,1960) ,465 25,764 1, , ,704 1, , ,678 1, , ,516 0, ,903 64,885 0, ,526 23,602 0, ,299 2,199 0,667 f( z z ) r f( z z+4,1950) Vi ser av tabell 2 at det har funnet sted en markert økning i fødselshyppigheten i aldrene mellom 15 og 30 år, mens det for aldrene mellom 35 og 50 år har vært en markert nedgang i fødselshyppigheten. Tabell 2 viser altså at det har funnet sted en sterk forskyvning av fødslene over til de yngste aldersgruppene. La oss nå anta at vi har like mange kvinner i hvert av aldersintervallene 15-19, 20-24,..., år både i 1950 og i Til sammenlikning har vi i tabell 3 antall kvinner i hvert aldersintervall i 1950 og i Tabell 3. Kvinner år i 1950 og Riket. Alders- Tallet på kvinner Prosent intervall 1/ / / / ,16 15, ,59 12, ,61 11, , , , ,45 14, ,00 100,00

8 Dessuten vil vi forutsette at fødselshyppighetene i hvert aldersintervall er som i tabell 2. Vi kan så regne ut den gjennomsnittlige fødselshyppighet vi ville hatt for kvinner i alderen år under denne forutsetning, og får da h(t Ef(rz,z+4] z,t ) 7 ; z:. - 15, 20, 25, 30, 35, 40, 45. (3.a.3) hvor f(ei,z+4j,t) er gitt ved (2,4). Vi får da: og herav: h(1960) = 82, 193 h(1950) - 72,287 h(1960)/h(1950) = 1,137. Dette tallet er også et estimat på forholdet mellom bruttoreproduksjonstallene. Av Statistisk årbok finnes dette forhold å være 1,140 (aldersgruppen år er da ikke tatt med). Alt i alt har vi nå at Antall levendefødte pr innbyggere i 1960 Antall levendefødte. pr innbyggere i II f(1960) f(1950) r- 1,004 III h(1960) 11(1950).= 1,137 Vi ser av I at tallet på levende fødte sett i relasjon til antall innbyggere har vist en nedgang på 9 prosent. Dette kan skyldes en forskyvning i forholdet mellom antall fødedyktige kvinner og totalt antall innbyggere, f. eks ved at folk lever lenger, og at dermed en større del av befolkningen tilhører de høyere aldersklasser. Nedgangen kan også skyldes en nedgang i fruktbarheten, men som II viser er antall levende fødte barn pr kvinner i alderen år omtrent uendret fra 1950 til Sammenholder vi I og II får vi derfor at nedgangen i tallet på levendefødte pr innbyggere må skyldes en økning i den ikke-fodedyktige befolkning. Dette går også fram av tabell 3, idet tallet på kvinner Ir var lavere i 1960 enn i Av tabell 2 framgår det at fødselshyppighetene innen de enkelte 5-års-aldersintervaller har endret seg betydelig fra 1950 til 1960, og likeledes framgår

9 det av tabell 3 at den relative fordeling av kvinnene på aldersintervaller er endret betydelig fra 1950 til Vi ser blant annet at to av aldersintervallene med relativt liten fødselshyppighet, og år, hadde relativt få av kvinnene mellom 15 og 49 år i 1950, henholdsvis 12,16 og 13,45 prosent I 1960 derimot var det relativt få kvinner i alderen 20-24, og år, og det er i disse aldersintervallene at fødselshyppigheten er størst. Av dette, og av III, følger at vi har hatt en økning i fødselshyppighetene fra 1950 til 1960, og at nedgangen for aldersintervallene fra 30 år ikke oppveier den kraftige økningen i fødselshyppighetene for de yngre aldersintervaller. For å illustrere dette nærmere vil jeg regne ut hva fødselshyppigheten for aldersintervallet år ville ha vært dersom fødselshyppighetene for de forskjellige aldersintervall var som i 1960, mens antall kvinner i aldersintervallene var som i g t r z+4 E,f(),t1). E My,t 2 ) z 1 Y=z 49 E K(y,t ) y=15 z = 15, 20, 25, 30, 35, (3.a.4) Vi får da: g(1960, 1950) = 85,239 og g(1960,1950)/f(1950) = 1,128 Dette bekrefter antakelsen om en økning i fødselshyppighetene fra 1950 til Vi skal så se på utviklingen i fodselshyppighetene fra 1950 til 1960 når vi skiller mellom byer og bygder. Vi har da analogt med tidligere at r. 3 f z+lii,t1 ) f.( Lz,z+41,t 2, - = r. (iz z+4 t t ) ' (3.a.5) hvor = 1 for byer og j = 2 for bygder.

10 Tabell 4. Levendefødte pr kvinner i byer og bygder 1950 og 1960 og endringene Aldersinterva 1 f B er 1 zi44.31 f 1950) z,z+4] 1960) B der f z,z ) 1960) ,900 22,07118, , 599 1,481 1, , , , ,626 1,529 1, , , , ,540 1, 299 1, , , , ,878 1,072 0, ,393 49,933 90,354 72,517 0,885 0, ,063 14,340 39,669 28,588 0,794 0, ,713 1,062 4,334 2, 86L1 0, 620 0,661 Av tabell 4 ser vi at den samme tendensen går igjen bide for byer og bygder, nemlig sterk aning i fodselshyppighetene for kvinner under 30 år, men nedgang i fødselshyppighetene for kvinner over 35 år. Når vi ser bort fra de aller yngste og de eldste blant de fødedyktige kvinnene, ser vi at r1 > r2. Selvom fodselshyppighetene i bygdene fortsatt er tildels mye større enn tilsvarende hyppigheter i byene, bidro utviklingen i en viss grad til å minske den store forskjellen i fodselshyppighetene. I 1950 var f.eks. forholdet mellom fødselshyppigheten i bygder og byer 1,39 for aldersintervallet år, mens samme forhold i 1960 var redusert til 1,21. b. Etter 1960 Fra 1961 er morens alder y lik morens alder i fylte år ved fødselen, mot tidligere differansen mellom året for fødselen og året for morens fødsel. En kvinne som etter den nye registreringsmåten har alder y, ville etter den gamle registreringsmåten hatt alder y eller (y i- 1). Da vårt utgangsmateriale er 1960, som er det året vi har de beste opplysninger far, er alle fødselshyppigheter for 1960 omregnet til å gjelde alder i fylte år. Dette er gjort ved interpolasjon mellom de gamle fødselshyppigheter for alder y og (y i- 1), og de framkomne fødselshyppigheter er deretter utjamnet ved bruk av følgende for - mel for mekanisk glatting: LX = t X t-2 + 6Xt.1+ 7Xt+ 6Xt+1+ 3Xt+2 2Xt+3 (3.1).1)

11 10 De fødselshyppigheter vi da fikk, og som er gitt i tabell 8, er deretter brukt til å regne ut fødselstallet i 1960 og viste seg a gi god overensstemmelse med de virkelige tall. Da det tildels er store variasjoner i fordelingen av kvinner på de enkelte aldersår, kan dette gi seg utslag i tilsvarende variasjoner i fodselshyppighetene for 5-årige aldersgrupper- Jeg har derfor også behandlet fødselshyppighetene for hver alder - f(y,t). For :Forst å vise hvordan variasjonen i antall kvinner på hvert aldersår kan virke inn på fodselshyppighetene i 5-årige aldersgrupper, har jeg tatt for meg aldersintervallet år. Jeg har her brukt de glattede fødselshyppighetene e(y,t), og antatt at e(y,t) 6y). Jeg har så regnet ut z,z+4] t) z,z+4 z+4 x E f (y) yrzz 5 (3.b.2) og z14 fx ( y=z zt4 L K(y,t) y=z. K(y,t) (3.b.3) Her er hx qz,z+4],t) := hx (z,z+4) fødselshyppigheten i det 5-årige aldersintervall rj,z+4) når fødselshyppighetene e(y) for de enkelte aldre er som vist i tabell 8, og vi dessuten forutsetter like stort antall kvinner på hvert aldersår. Tilsvarende er e(lii,z+4],t) fødselshyppighetene for det 5-årige aldersintervall rz,z+ 1-0 i år t, når f X (y) er som vist i tabell 8 og K(y,t) er antall kvinner i alder y i år t er gitt i vedlegg A. Dessuten har jeg til sammenlikning i tabell 5 tatt med antall fodte pr kvinuer i aldersintervallet år, g(z,t), etter de årlige beregninger i 'Folkemengdens bevegelse". Tabell 5. Levende fødte pr kvinner i alder gr, beregnede og virkelige. h)((z,z+4) fx(,z+4.2,t) X g (&,,z+ 1:43,t) ,80 38,80 38,80 38,80 38,80 38,80 38,80 38,80 38,80 38,80 38,80 34,34 34,77 35,64 37,63 39,18 40,44 40,13 39,47 38,72 38,48 38,17 35,2 35,8 37,3 39,6 MP,

12 1.1 Ved utregningen av tabell 5 har jeg brukt f X (y) fx (y 1960) som gitt i 8. Tabell 5 viser at selv om fodselshyppighetene for hver alder er konstant over tiden, kan likevel fodselshyppighetene for 5-årige aldersgrupper variere svart mye, f.eks. for aldersintervallet år fra 34,34 i 1960 til 40,44 i 1965, en økning på hele 17,8 prosent. Vi ser da at 0kningen i fødselshyppigheten for aldersintervallet år, som framgår av Folkemengdens bevegelse 1964, ikke behøver bety noen økning i fødselshyppighetene for hver av aldrene 15, 16,..., 19 år. Tabell 6 viser fordelingen på de enkelte aldersår av kvinner i aldersintervallet år. Tabell 6. Kvinner i aldersintervallet år fordelt på enkelte aldersår. Alder nta rosent nta osent nta rosen 23, , , , , , , , , , , , , , , , , ,00 Vi ser at mens det i 1960 var en overvekt av kvinner i alderen år, så var forholdet totalt forandret i 1965, da det var en overvekt av kvinner i alderen år. Da 15 - I6-åringer får svart få barn i forhold til åringer, vil fødselshyppigheten for aldersintervallet år kunne variere svart mye årene selv om fødselshyppighet ene for hvert aldersår er konstant i denne perioden. Dette ser en også av tabell 5. tabell 7 er vist fødselshyppighetene for de enkelte aldrer for årene 1962, 1963 og 1964, dessuten f(y) = 1 E(y,1962) + f(y,1963) + f(y,1964}7 3 (3.b.4) og differansen f(y) fx(y), der fx(y) er de tilsvarende fødselshyppigheter for 1960.

13 12 Tabell 7. Levende fodte pr kvinner etter alder i årene sammenliknet med Alder f(y,1962) f(y,1963) f(y,1964) f(y) f(y) fm(y,1960) 15 0,8 0,9 0,6 0,8 0,6 16 6,1 5,9 6,4 6,1-2, ,1 25,5 27,0 26,2-2, ,0 59,4 58,5 58,3-1, ,0 98,1 103,2 101,1 3, ,3 135,0 136,6 134,3 0, ,8 162,5 166,2 165,5 1, ,1 187,6 178,2 184,6 0, ,4 195,0 200,0 197,5 1, ,4 197,0 206,8 199,7 1, ,2 197,7 201,2 196,7 1, ,8 189,2 190,7 188,2 0, ,6 173,1 179,1 176,6-1, ,5 160,3 171,7 164,8-1, ,9 151,8 155,2 154,3 0, ,8 141,5 141,2 141,5 0, ,3 128,3 128,3 127,3 0, ,2 114,4 115,1 113,6-0, ,7 100,5 102,9 100,4-0, ,9 90,6 91,8 89,8 0, ,1 76,3 t 77,7 78,4 0, ,3 69,7 66,8 67,9 0, ,8 59,4 56,9 58,0-0, ,1 51,5 48,1 49,6 0, ,8 40,5 43,1 40,8-0, ,6 31,2 32,8 32,9 0, ,1 26,6 24,1 24,9-0, ,3 16,9 19,3 17,8-0, ,3 9,9 11,6 11,6-0,5 44 7,3 7,3 6,8 7,1-0,3 45 3,8 3,4 3,3 3,5 0,6 46 2,3 1,4 2,0 1,9-0,1 47 0,4 1,1 0,8 0,8 0,0 48 0,2 0,2 0,3 0,2-0,1 49 0,1 0,1 0,0 0,1 0,0 Av tabell 7 framgår det at i årene har det ikke vart noen utpreget tendens verken til økning eller nedgang i fodselshyppighetene for de enkelte aldrer. Jeg har regnet ut gjennomsnittet av fodselshyppighetene i 1962, 1963 og 1964, f(y), og sammenliknet dette med de glattede fodselshyppigheter for

14 , fm(y), og som det framgår av tabell 7, stemmer 4Ry) og fk(y) godt overens for alle verdier av y. Fodselshyppighetene f(y,t) er ikke glattet og vi ser at for hver enkelt alder kan det være stor variasjon fra år til år, men gjennomsnittet stemmer godt overens med f x (y). Sammenholder vi resultatene i tabell 7 med endringen i fodselshyppighetene fra 1950 til 1960, ser vi at det hittil ikke er noe som tyder på at fodselshyppighetene i årene framover vil endre seg like hurtig som fra 1950 til Når det gjelder endringer i forholdet mellom fodselshyppighetene for de forskjellige kommunetyper, har vi derimot swept små muligheter for å antyde noe sikkert. Det vi vet er at fra 1950 til 1960 var det en liten utjamning i forskjellene i fodselshyppighetene for byer og bygder, men om dette er en tendens som gjelder mellom alle kommunetyper, vet vi ikke noe om. Tabell 8. Levende fodte pr kvinner etter alder i Riket og kommunet per. Alder Riket EMEEEELML;1) ::: I_2EL6 15 0,21,00,3 1,9 0,0 0,0 16 8,2 7,7 8,3 10,7 9,9 8, ,6 22,9 29,4 31,9 35,8 32, ,8 44,9 62,6 68,3 76,6 71, ,2 69,0 101,9 114,0 125,8 119, ,194,1 140,8 159,9 173,2 165, ,0 117,0 171,0 195,0 209,8 200, ,7 135,5 189,5 213,0 229,9 219, ,6 151,0 200,5 217,6 237,1 228, ,5 160,4 203,2 213,4 232,7 227, ,0 162,7 199,8 203,4 221,9 217, ,7 160,8 192,9 191,3 210,4 204, ,6 155,0 182,3 178,3 199,8 190, ,0 146,2 169,5 164,9 191,0 176, ,8 136,1 155,8 151,7 182,7 165, ,8 124,7 141,0 137,0 171,3 153, ,3 112,7 126,5 120,9 156,1 139, ,9 99,3 112,3 104,5 138,9 125, ,1 85,9 99,6 90,0 123,0 111, ,3 73,1 88,0 77,5 109,5 99, ,2 61,7 76,9 66,8 97,9 87, ,9 52,0 66,4 57,3 87,5 77, ,4 43,7 56,3 48,6 77,6 68, ,4 36,0 46,7 40,6 68,3 58, ,9 28,6 37,7 33,2 59,9 49, ,8 21,8 29,3 26,6 51,4 40, ,0 15,7 21,7 20,5 42,1 32, ,1 10,8 15,5 15,4 32,8 24, ,1 7,0 10,4 10,9 23,2 17,2 44 7,4 4,2 6,8 7,2 14,7 10,9 45 4,1 2,3 4,2 4,4 8,1 6,0 46 2,0 1,1 2,4 2,5 3,8 2,8 47 0,8 0,5 1,3 1,2 1,3 1,0 48 0,3 0,2 0,6 0,6 0,4 0,4 49 0,1 0,0 0,1 0,10, 00,1 1) Kommunetype - se tabell 1.

15 14 4. Fødselshyppighetenes variasjoner med morens alder Tabell 8 viser de omregnede glattede fodselshyppigheter i 1960 for riket som helhet og for de forskjellige kommunetyper, unntatt 4 og 6 som er regnet sammen I diagram 1 er vist kurver over fødselshyppighetene for riket, for kommunetype 1 som har laveste fødselshyppighet for alle aldrer fra år, og for kommunetype 5 som har høyeste fødselshyppighet for alle aldrer fra Ir. Av tabell 8 ser vi at for riket har vi høyeste fødselshyppighet for alder y = 24 år med 198,5 levende fødte pr kvinner, for kommunetype 1 har vi den høyeste fødselshyppighet for y = 25 år med 162,7 levende fødte pr kvinner, for kommunetype 2 y = 24 år med 203,2, og for kommunetypene 3, 5 og 4 og 6 har vi den høyeste fødselshyppighet for y = 23 år, med henholdsvis 217, 6 237,1 og 228,8 levende fødte pr kvinner. 5. Beregning av framtidig fødselstall Hvis vi antar at fodselshyppighetene framover vil holde seg omtrent som i 1960, får vi at fødselstallene for riket vil bli omtrent som tabell 9 viser. Tabell 9. Fødselstallet i årene og alternative prognoser for Avvik fra virkelige fødsels- Virkelig X Ar Forrige F (t) tall i Drosent fødselstall prognose ----,-----& t)F r WO, 1) Foreløpig tall ,748 0, , 5671, ,401 1, ,077 3, ) ,816 1,

16 15 I tabell 9 er tatt inn de beregnede fødselstall etter den prognose som ble utført for Finansdepartementet til Langtidsprogrammet Dessuten har vi beregnet 49 3, E y=15 y)k(y,t) (4.1) hvor f (y) er gitt i tabell 8, og K(y,t) er gitt i vedlegg A. Tabell 9 viser X dessuten hvor mye F (t) og forrige prognpse avviker fra de virkelige fødselstall for årene Foreløpig er det bare for 1961 at forrige prognose gir best resultat, og vi ser også at den forrige prognose hvert år har gitt for små fodselstall, mens F X (t) derimot noen ganger har gitt for høyt, andre ganger for lavt fødselstall. Vi ser at hvis fodselshyppighetene for riket vedblir å være som i 1960, så vil f6dselstallet framover stige raskere enn forrige prognose antyder. Årsaken til den raske stigning er den store økning i antall kvinner i alderen år, den alderen hvor fodselshyppighetene er størst. I 1960 var det kvinner i alderen år, i 1965 var det kvinner, og i 1970 vil det være kvinner i alderen ar. Det totale fødselstallet for årene var , for samme periode har vi 1965 E F = , t =1961 og for forrige prognose Avviket fra de virkelige tall i løpet av 5- årsperioden blir da 0,194 prosent for EFX(t) og 1,964 prosent for tallene fra forrige prognose. Dette viser at fx(y) i alle fall for årene har gitt god overensstemmelse med de virkelige tall.

17 16, Vedlegg A. Kvinner pr. 1/ og beregnet antall kvinner pr. 1/ Riket. Alder i

18 17 Vedlegg A (Forts.) Alder VIM

19 18 Vedlegg B Levende fødte etter morens alder Riket. Morens alder ' ,

20 Vedlegg C. 19 Levende fødte etter morens alder Riket og kommunetyper. Morens alder Riket 2 Kommunet er: : Byer Forstadskommuner. 3 2: Tett bebygde industrikommuner. 4 2: Andre tett bebygde kommuner. 5 Jordbruks-, skogbruks- og fiskerikommuner. 6 Andre spredt bebygde kommuner.

21 20 Vedlegg D. Kvinner pr. 1/ etter alder. Kommunetyper. Alder KommunetyRe:

22 21 Diagram 1 Levendefødte pr kvinner Fodselshyppigheter i 1960 Riket Kommunetype 1 Kommunetype 5 j me i ! Alder