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i singoli gruppi tu e V< presentino tanto nell’anno X, quanto nell’anno X + n, i medesimi quozienti specifici di mortalità q,, q2, q3, q*, qa, (/e, q? (’). Moltiplicando ciascuno q, per i corrispondenti Vi e Vi e sommando i prodotti così ottenuti, si determina un numero teorico di morti, ti e t2, nell’anno X e nell’anno X + n.
    I quozienti -p-, ——, esprimono, dunque, la mortalità che
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si sarebbe verificata nel gruppo in esame, se in questo la mortalità alle varie età fosse stata eguale a quella della popolazione, cui si riferiscono i quozienti tipo. Di più le variazioni di tali quozienti teorici sono, evidentemente, determinate da una diversa composizione per età del gruppo demografico considerato, nei due anni.
   Comunemente, la misura di questa influenza si ottiene calcolando la mortalità che, teoricamente, si sarebbe verificata nel gruppo in esame, qualora la composizione per età di questo gruppo fosse stata sempre identica a quella della popolazione tipo.
    A tale scopo, posto q„ il quoziente generico di mortalità della popolazione tipo, i rapporti
               qn q»
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misurano appunto la differenza fra la mortalità teorica del gruppo in esame e la mortalità effettiva della popolazione tipo, determinata dalle differenze esistenti nella composizione per età delle due popolazioni. Moltiplicando, quindi, tali rap-
                  AI Af
porti rispettivamente per e -jy-' si ottengono dei quozienti
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generici corretti, i quali rispondono al criterio più sopra fissato.
    Ma, noi riteniamo che possa essere utile partire anche da un altro ordine di idee. Abbiamo detto più sopra che le variazioni dei quozienti teorici	~~ , sono determinate da
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    (1) Cfr. per la scelta dei quozienti tipo la nota (2) a pag. 107. Nel caso nostro concreto sono stati assunti i quozienti dell’ Italia (1911). (Vedi piii oltre, tavole IX e IX bis in Appendice).