DANGER DE MORT

(moyen annuel).

Pour faire ressortir à tous les yeux ce que la forme fractionnaire pourrait voiler à quelques-uns, nous donnerons au danger de mort la forme suivante :

Nombre de décès pour 10,000 vivants de chaque âge.

AGES. 1817-31. 1840-49

(1) La moyenne des conscrits de 1817 31 était de 287,800, et de 1840-49 elle s’élève à 305,000, on aura donc S'2C) =287,800 pour la première période et S'20 = 305 000 pour la seconde. D’une autre part, la mortuaire de Demonferrand donne D'20 25 = 15,166 et celle de Heuschling D'20..25 = 19,770. On aura donc S'25 = 272,648 pour 1817-31, et S'25 = 2 8 5,2 3 0 pour 1840-49. Appliquant la formule S20 -f- S25 (

P2o..25 = 10 - - - - il viendra P 20..25 = 1,401,155 pour la pre-

mière époque et P'20 25 = l ,475,575 pour la seconde; puis, comparant cette population aux décès qu’elle a fournis, soit C'20. 25 , le résultat de cette comparaison ou coefficient de mortalité , on aura C'20..25 = 15166

1401155 “ 0,01085 Pour ,a Période 1817-31, et de même C'20 ,5

— 777777777 = 0,001 34, pour la période 1840-49, On trouvera de 1475575

même G'25..3o, à chaque époque.

Sachant encore que la mortuaire de Demonferrand donne D'n,. 20 = 9888 et celle de X. Heuschling D'i5..,0 = 10940, et remarquant

ÉTUDE DE LA MORTALITÉ AU XIXe SIÈCLE. 95

Il y a donc aujourd’hui 134 décès de vingt à vingt-cinq ms, lorsque vers le premier quart de siècle on n’en comptait que 108, et à l’âge suivant (vingt-cinq à trente) nous perdons 108 virils, alors que vers 1825 on en perdait 37 seulement! Ainsi il n’est pas possible de douter, la mortalité des jeunes gens a été plus grande dans la période ]ui vient de s’écouler que sous la Restauration, et les idversaires de la vaccine, qui n’avaient pas su le démonrer, ne manqueront pas, au nom de la logique Post hoc ? rgo propter hoc , qui leur est familière, d’en accuser l’inïuence vaccinale.

Des explications plus légitimes ne manquent pas pourtant.

D’abord la différence des deux époques comparées : a période 1817-31 est, en général, une période très irospère : d’abondantes récoltes, pas d’épidémie extraorlinaire, la paix, qui succède à une guerre de vingt-cinq ms et qui permet enfin à la France de jouir en repos des conquêtes de la révolution.

La seconde période, 1840-49, est au contraire fort calamiteuse : cherté considérable, disette même de 1846 et 47, ^évolutions et réactions sanglantes, épidémie terrible de 1849, etc. C’est ainsi qu’en analysant les causes possibles, tous ne manquerions pas de trouver une explication plausible de cette inquiétante aggravation. Mais nous allons .‘aire voir qu’il y a plus de profit pour la vérité à abandonner la spéculation et à retourner à l’examen statistique de la question.

Les mortuaires que nous comparons ont été faites non seulement pour les deux sexes réunis, mais aussi pour

lue S|5= S20 —J— Dj5 ..2o, on trouva que G'i5..20 = 0,006755 devient 3'x5..2C) 0,00705. La remarque faite à la note II empêche de pouvo jr

îtendre ces considérations aux âges qui s’éloignent davantage de S^o .

chaque sexe séparément. Si nous mettons à profit ces - i nouveaux documents, en y appliquant les mêmes procédés ? qui nous ont servi tout à l’heure pour déterminer le danger de mort à chaque âge, nous trouvons des résultats 5 tout à fait inattendus : c’est que la modification de la 1} mortalité d’une époque à l’autre est très différente pour chaque sexe. Tandis que la mortalité des adultes mâles 3 J s’aggrave, celle des femmes diminue ou reste à peu près 3 i stationnaire : à peine si à l’âge de quinze à vingt ans, on 1 trouve une différence de entre la mortalité féminine des ' deux époques et une si minime différence est sans valeur, . parce qu’elle est comprise dans les limites où peut osciller une moyenne de cette nature (1).

(I) Les réductions des tables de P et de D sont faites par les pro- ■ cédés indiqués p. 74 et sur les bases suivantes :

Période 1817-31, P'= 1 6,050,000, et P" = 16,350,000;

Période 1840-49, P' = 17,810,000, et P" = 18,090,000;

ainsi qu’il résulte des recensements rectifiés selon les principes établis • dans les notes II et III.

Il est bon de remarquer ici que l’atténuation des nombres des en fants et des jeunes gens, qui résulte de la méthode de Halley, pour les raisons déduites p. 70-72, devra être plus marquée pour la période 1817-31 que pour celle de 1840-49, car la cause de cette atténuation des jeunes (N ;> D) est aussi plus marquée pour la première période que pour la seconde; elle devra encore être plus forte pour P' que pour P", car le rapport N : D a diminué davantage pour les hommes que pour les femmes. 11 résulte de cela que la diminution de mortalité pour l’enfance est peut-être en réalité moins prononcée, et que l’augmentation de la mortalité aux premiers âges de la virilité l’est davantage; l’examen des chiffres du recrutement vient confirmer cette vue et donner plus de force à l’aggravation que nous signalons dans la mortalité et à la divergence qui se manifeste dans les sexes à cet égard.

ÉTUDE DE LA MORTALITÉ AU XIXe SIÈCLE.