216 



hvaraf 



4// = in ,„ — nt ,, — (nx — nt ,) = ^' ,, — ^ ,=^ , + -^ . 



t It 



då man med ^</ betecknar de första och med J de andra 

 differenserna i serien nt^_j, itt^, ^^ + p ttt^+9 ? • • • Genom 

 införande af detta värde för ^ i den första af nästföre- 

 gående två eqvationer erhålles slutligen 



wi = . 



2 12 



Det sökta värdet för mortalitetskoefficienten m är således 

 lika med medeltalet af de mot åldersåren x och x-{-\ sva- 

 rande värdena af ttt minskadt med — af summan af de två 



andra differenser, som stå i jemnhöjd med dessa värden. 

 Sistnämnda korrektion är i allmänhet ganska obetydlig med 

 undantag för de allra första åldersåren, för hvilka formeln 

 emellertid icke vidare är användbar, emedan den antagna 

 utvecklingen af m^_f_^ der upphör att ega giltighet. 



Enligt nu antydda förfarande härleddes mortalitets- 

 koefficienterna m^ för såväl män som qvinnor ur de i tab. 

 III* och III'' sammanstälda utjemnade värdeserierna för nt_^ 

 från och med åldern x — h framåt. För de tidigare ålders- 

 åren har jag deremot vid beräkningen af sagda koefficien- 

 ter användt en annan mera direkt metod, hvarvid uppgif- 

 terna i mortalitetsstatistiken öfver de dödes fördelning såväl 

 efter födelseår som efter åldersår samtidigt eller rättare 

 sagdt vexelvis anlitades. Med ledning af dessa uppgifter 

 var det nemligen möjligt att successivt utreda huru stor 

 del af dem, som voro födde under ett gifvet kalenderår, 

 dogo innan de fyllt 1 år, huru många af dem, som uppnått 

 1 års ålder, dogo inom det andra åldersåret o. s. v., hvari- 

 genom mortalitetskoefficienterna m^, m^, m..,, . . . omedel- 



