246 ENESTRÖM, BEFOLKNINGSSTATISTISKA DÖDLIGHETSFORMLBR. 



man i högra ledets nämnare insätter det värde för z«„, som man 

 erhåller ur ekv. (7), och man har således genom de två ekva- 

 tionerna (7) och (14) ett uttryck för zü^, i det fall att emigra- 

 tion äger rum. 



För att på ett särskildt fall tillämpa formeln (14), vill jag 

 för decenniet 1881 — 1890 beräkna den svenska dödlighetskoeffi- 

 cienten för ett nyfödt barn af obestämdt kön. Man har då ') 



_Do = 15,010-4 

 F^y - 1) := 135,886-5 , F^y) = 135,820 , 

 e'^ = 145 , e"o == 539-3 , e^ = 145 . 



Vid beräkningen af yJ och vt" kan man utan näninvärdt 

 fel använda värdet-) ?ü„ = 0-11, och erhåller därigenom 

 x' = 2-14, yt"=^l-12. 

 Alltså blir 



0-29(7^(2'- 1) _ F^y^) = 19-3 , 



g^x^o + ggz e o + g^'/^e« = 105-7 



och 



15,010-4 



0-11059. 



» 135,820 + 19-3 — 105-7 



Beräknar man däremot w^, ur formeln (7), erhåller man 

 värdet 



1^0 = 0-11050, 



således en afvikelse först i femte decimalen. 



Det torde förtjäna påpekas, att, ehuru afvikelsen här sken- 

 bart är större än i fråga om w.^^^, skiljaktigheten ändock i verk- 

 ligheten har mycket mindre betydelse för w^ än för iü^o- För 

 den förra storheten uppgår nämligen afvikelsen blott till 0-08 %, 

 medan den för iv^q utgör nära i %. 



I det föregående har jag antagit, att man känner emigran- 

 ternas fördelning efter årskullar, d. v. s. efter födelseår. Men 



') Jfr BefolkningsstcUistik. Ny följd. XXXII: 1, sid. 20 samt Bihang, sid. 



15—25. 



2) Jfr Befolkningsstatistik. Ny följd. XXXII: 3, sid. 170. 



