Mortality in the British peerage families since 1600. Т.Н. HOLLINGSWORTH The data on the death rate of British peerage since 1600, published by the author in 1964, are re-examined here in greater detail. The original figures have first been corrected on account of the poor distribution of ages at death (method shown in the appendix): the corrected death figures by sex, cohort and age are given in table 1. Table 2 shows the corresponding values of qx, and table 3, the life-expectancy at each age. The movements in death rates below and above age 40 were then compared by calculating an average death rate before age 40 (from the survivors aged 40) and an average rate above age 40 (from the life-expectancy at 40): this computation was made for all persons of both sexes (table 4). In the oldest cohorts, the death rate above age 40 was high, whilst that below age 40 was relatively low but it then increased for about a century. Table 5 permits a more detailed analysis by distinguishing three age-groups : under 25, 25-54, 55 and above. It is shown that the increase in the death rate affected only the first age-group. The average rates for large age groups (25 years) were then converted into "period rates" (table 6). The death rate obtained by applying the age- specific rates to a standard population is given for each period. It may thus be seen that the drop in mortality was very rapid between 1750 and 1775 approximately. Reverting to cohort analysis, in table 7 relative death rates by sex, age and cohort are calculated, with the average rates of the 1550-1699 cohorts as a base. In table 8 the average of the ratios relating to the same period (for all ages) are computed, and this gives a new "current index" of mortality for periods of 30 years every of 5 years. Finally, an index centered on the 1st January every five years is calculated by means of a moving average in table 9. Three periods when the death rate diminished rapidly are found: 1860- 1874 and 1800-1819, periods for which death rates for the total population were available, and 1 745-1 764, a period when no decline was suspected. Different analyses were then made of the life tables for the 1550-1699 cohorts: principal components (of the Ledermann type), logit (Brass) and a comparison with the Princeton tables (table 10). The appendix describes the method of adjusting data to allow for unstated ages. Table Al provides the distribution of ages at death from 0 to 8 years in the unweighted data; there appears an abnormal number of deaths at ages 2 and 3. Tables A2, A3 and A4 describe the method of distributing these deaths over the neighbouring ages. Adult mortality is then dealt with (table A5).
Mortalité des familles nobles britanniques depuis 1600 Т.Н. HOLLINGSWORTH Les données sur la mortalité de l'aristocratie britannique depuis 1600, publiées par l'auteur en 1964, sont ici réanalysées de manière plus approfondie. Les données brutes ont d'abord été corrigées, en raison de la mauvaise répartition des âges au décès (méthode exposée en annexe) : les nombres corrigés de décès par sexe, cohorte et âge, figurent dans le tableau 1. Le tableau 2 donne les quotients de mortalité correspondants, et le tableau 3 les espérances de vie à chaque âge. On a ensuite comparé l'évolution de la mortalité avant 40 ans et après 40 ans, en calculant un taux moyen de mortalité avant 40 ans (à partir du taux de survie à 40 ans) et un taux moyen après 40 ans (à partir de l'espérance de vie à 40 ans) ; le calcul a été fait pour l'ensemble des deux sexes (tableau 4). Dans les cohortes les plus anciennes, la mortalité après 40 ans était forte, tandis que la mortalité avant 40 ans était relativement faible mais elle a augmenté après pendant environ un siècle. Le tableau 5 permet de préciser l'analyse, en distinguant trois groupes d'âges : moins de 25 ans, 25-54, 55 ans et plus. Il en ressort que la hausse de mortalité n'affectait, en fait, que le premier groupe d 'âges. Les taux moyens par grands groupes d'âges (25 ans) ont été ensuite transformés en taux "du moment" (tableau 6). Dans le même tableau figure, pour chaque période, le taux de mortalité générale résultant, par application des taux par âge à une structure-type. On voit ainsi que la baisse de la mortalité a été très rapide entre 1 750 et 1 775 (environ). Revenant à l'analyse par cohorte, on a calculé (tableau 7) des taux de mortalité relatifs, par sexe, âge et cohorte, en prenant pour base les taux moyens des cohortes 1550-1699. Dans le tableau 8, on a fait la moyenne des taux relatifs portant sur la même période (quels que soient les âges concernés), ce qui donne un nouvel indicateur de mortalité "du moment", pour des périodes de 30 ans décalées de 5 en 5 ans. Enfin, dans le tableau 9, on a calculé par moyenne mobile un indicateur centré sur un 1er janvier de 5 en 5 ans. On trouve ainsi trois périodes de diminution rapide de la mortalité : 1860-1874 et 1800-1819, dont on avait déjà des indices pour la population totale ; et 1 745-1 764, qui n 'était pas soupçonnée. Diverses analyses des tables de mortalité relatives aux cohortes 1550-1699 sont ensuite effectuées : composantes principales (du type Ledermann), logit (Brass), comparaison avec les tables de Princeton (tableau 10). L' appendice décrit la méthode de correction des données, pour la répartition des âges non déclarés. Le tableau Al montre la répartition des âges au décès à 2 et 3 ans. Les tableaux A2, A3 et A4 décrivent la procédure de répartition de ces décès sur les âges voisins. Le cas de la mortalité adulte est traité ensuite (tableau A 5).
La mortalidad de las f amilias de la noblesa británica a partir de 1 600 Т.Н. HOLLINGSWORTH Los datos sobre la mortalidad de la aristocracia británica a partir de 1600, publicadas por el autor en 1964, se reanalisan aqui de una manera más profunda. Primero se corrigieron los datos brutos debido a la mala distribución de las edades al morir (según el método expuesto en el anexo) : las cifras corregidas de las muertes por sexo, cohorte y edad, se exponen en la tabla 1. La tabla 2 proporciona los cuocientes de mortalidad correspondientes y la tabla 3 las esperanzas de vida a cada edad. Se compara a continuación la evolución de la mortalidad antes de 40 aňos y después de 40 aňos, calculando las tasas médias de mortalidad respectivas, mediante la tasa de sobreviviencia a 40 ano s en el primer caso y a partir de la esperanza de vida a los 40 aňos, para la tasa media correspondiente a la mortalidad sobre 40 aňos. El cálculo se realizó para ambos sexos (tabla 4). En las cohortes mas antiguas, la mortalidad sobre 40 aňos era mas alta, mientras que la mortalidad antes de los 40 aňos era relativamente baja y aumentó enseguida, durante casi todo un siglo. La tabla 5 permite precisar el análisis, en relación a très grupos de edad : menores de 25 aňos, 25-54, 55 y más. Se puede apreciar que la elevación de la mortalidad afectó sólo al primer grupo de edad. Estas tasas médias por grandes grupos de edad (25 aňos) fueron transformadas a continuanción en tasas "de momento" (tabla 6). En la misma tabla se expone la tasa de mortalidad general résultante, para cada periodo, mediante la aplicaciôn de las tasas por edad a una estructura-tipo . Se ve que la mortalidad expérimenta una râpida diminución entre 1750 y 1775 (approxi- madamente). Volviendo al análisis por cohorte, se calcularon (tabla 7) tasas de mortalidad relativas, por sexo, edad y cohorte, tomando со то base las tasas médias de las cohortes 1550-1699. En la tabla 8, se calcula la media de las tasas relativas correspondientes al mismo periodo (independientemente de las edades) lo que da un nuevo indicador de mortalidad "del momento" para periodo s de 30 aňos, desplazados de 5 en 5 aňos. Por ultimo en la tabla 9, se ha calculado, mediante promedios mo'viles, un indicador referido al primero de enero, de 5 en 5 aňos. Se encuentran asi très periodos de disminución rápida de la mortalidad : 1860-1874 y 1800-1819, para los cuales ya se tenian indices para la población total, y 1 745-1 764, para el cual no se ténia dudas. Se efectuaron a continuación diversos análisis de las tablas de mortalidad relativas a las cohortes 1550-1699 : componentes principales (del tipo Ledermann). logito (Brass), comparación con las tablas de Princeton (tabla 10). En el apéndice se describe el método utilizado para la correcciôn de los datos para la distribución de las edades no declaradas. La tabla Al muestra la distribución de las muertes entre las edades de 0 a 8 aňos en los datos brutos ; aparece un numero anormal de defunciones entre 2 y 3 anos. Las tablas A2, A3, y A4 describen el pro cedimiento de distribución de estas muertes en las edades vecinas. Después, se discute el caso de la mortalidad adulta (tabla A 5).
