HOMMES. FEMMES
Dans les villes 362 428
Dans les campagnes. . . 425 412
Moyenne des villes et campagnes, hommes et femmes réunis 406
D’ou l’on voit non-seulement que les probabilités sont fort diverses pour les deux sexes et les deux genres de séjour , mais que la probabilité, beaucoup plus favorable aux femmes dans les villes, l’est moins dans les campagnes, relativement aux hommes [i].
En comparant cette table à celle de Duvillard, on remarque de notables différences. Sur 1000 naissances, celle de Duvillard donne vivant : à 18 ans — 313; et à 63 ans, 166 seulement, et M. Quetelet — 343; 224
Sur 1000 individus existant à 18 ans, Duvillard en suppose arrivés à l’âge de 63 ans, 323 seulement, et M. Quetelet, 411.
Ce rapprochement confirme encore l’insuffisance de la loi de Duvillard pour servir de base au calcul des cotisations.
La société philanthropique de Paris a donc, sans le vouloir et contre ses intentions, exposé les sociétés de prévoyance à d’inévitables mécomptes, en leur signalant les tables qu’elle a fait construire sur la loi de mortalité de Duvillard.
D’après les tables de Déparcieux, sur 1000 individus de l’âge de 18 ans, 476 atteindraient l’âge de 63 ans ; mais Déparcieux n’avait établi ses calculs que sur des têtes choisies [2].
D’après les tables dressées dans la ville de Carlisle, et adoptées par le comité de la chambre des communes d’Angleterre, sur le même nombre de jeunes gens de 18 ans, près de 490 atteindraient l’âge de 63 ans [3].
Suivant lestablesde mortalitédeNorthampton. 310 seulement y parviendraient [4].
Ainsi, en résumant, d’après les tables de Carlisle un individu de 18 ans pourrait compter sur 63 ans de vie,
d’après celle de Déparcieux, — 61 d’après celle de M. Quetelet, — 60 d’après celle de Duvillard, — 34
Paris, 1748. — \ï]A treatise on the valuation of annuities and assurances on lires and survivor ships. Londres, 1815, tome n , page 564.
[4] The principles and doctrine of assurances an nuities on lires. Londres, 1821, page 235.
SECONDE PARTIE. LIVRE II. CHAP. II
d’après celle de Northamplon, il pourrait compter sur 55 ans de vie.
On voit que les deux extrêmes diffèrent dans une proportion de près de 5 à 6.
Le comité d’enquête de la chambre des communes a publié un tableau comparatif des combinaisons résultant des sept tables qu’elle avait eues sous les yeux.
M. Francis Baily, en reproduisant ces tables et y joignant quelques autres documens, a présenté un relevé comparatif de la durée probable de la vie qu’elles établissent en diverses localités; on est frappé de l’extrême différence de ces résultats. En nous bornant au point de vue qui nous occupe, on voit que la durée de la vie moyenne, pour un individu de 20 ans, c’est-àdire à l’âge où il peut commencer à faire quelques économies, et pour un individu de 60 ans, c’est-à-dire à l’âge où il peut commencer à avoir besoin de la pension, serait comme il suit :
A 20 ans
A 60 ans.
Londres. .
Norwich. .
Northampton
Chester.
(Hommes. . .
Femmes. . .
de 29,57 54,57 oo,4o 54,86 58,10
de 11,69 12,56 15,21 12,56 14,20
Holy-Cross Stockholm. . .
Suède en général.
Hommes. .
Femmes. .
Hommes. .
Femmes. .
Lesdeuxsexes
A 20 ans.
A 60 ans.
de 58,66
de 14,86
Vienne Berlin
Breslau
Brandebourg
Canton de Vaud
Hollande, les annuités seulement.
France, dans les tontines, selon Déparcieux
Ces deux dernières classes comprennent , comme on voit, des têtes choisies.
Les probabilités de vie, déduites des mêmes tables , donneraient les comparaisons suivantes, pour 1000 individus supposés nés dans une année donnée , aux âges de 20 à 50 ans , époques vers lesquelles peuvent commencer les épargnes, et aux âges de 60 à 70, époques auxquelles commence le besoin de l’assistance; sur 1000 individus survivent :
A 20 ans.
A 50 ans.
A 60 ans.
A 70 ans.
Londres
Norwich
Northampton
, ( Hommes
Chester >
' Femmes
Holy-Cross
( Hommes
Stockholm. . . .1
( Femmes
{ Hommes
Suède \ Femmes
( Les deux sexes
Vienne
Berlin
Breslau
Brandebourg
Canton de Vaud
Hollande, annuitaires
France, anciennes tontines
Il reste maintenant à savoir de quelles applications ces bases sont susceptibles. Le mathématicien anglais auquel nous les empruntons, fait remarquer lui-même que les différentes tables n’ont été dressées ni pour un nombre égal d’an-
nées, ni pendant des années correspondantes. Halley a dressé la sienne d’après les observations faites à Breslau , de 1687 à 1692 ; Simpson , sur les registres mortuaires de Londres, de 1728 à 1758; Kerseboom, sur les annuités de Hol-
EMPLOI DES TABLES DE MORTALITÉ. oô
lande , pendant le cours de 125 ans ; le docteur Price, sur des registres tenus à Northampton , Norwich,Holy-Cross,Chester, à diversesépoques; Sulsmich, d'après les registres mortuaires tenus à Vienne, pendant 8 ans; à Berlin, pendant 4 ans; à Brandebourg, pendant ISO ans; et d’après les observations relevées en Suède par Wargentin, de trois ans en trois ans, depuis 1757, jusqu’en 1775 ; enfin, Muret, sur des registres de 45 paroisses du canton de Vaud, de 1756 à 1766.
Le même auteur fait aussi judicieusement observer [i] que les tables dressées d’après les registres des décès , ne sont correctes que lorsqu’il y a peu de fluctuations dans la population d’une contrée, et lorsque le nombre des naissances se maintient au niveau de celui des décès. Lorsque le nombre des personnes qui quittent une localité excède le nombre de celles qui s’y éta* blissent, ou lorsque le nombre des naissances excède celui des décès, la vie probable, indiquée par les tables sera trop courte. La vie probable sera trop longue, dans l’hypothèse contraire, et c’est celle qui est ordinaire dans les villes.
Les tables dressées d’après la proportion qui existe entre le nombre des morts à tous les âges et celui des vivans aux mêmes âges, ne sont pas affectées des mêmes incertitudes. Malheureusement, nous possédons peu de documens officiels dressés dans ces conditions.
On est donc contraint d’avouer , avec regret, que les tables dont la science dispose jusqu’à ce jour, présentent, en général, des inexactitudes qui deviendront de jour en jour plus sensibles.
Elles sont du moins toutes d’accord sur un point fort essentiel; elles montrent que partout la longévité est beaucoup plus considérable chez les femmes que chez les hommes, et les observations concordent aussi à prouver qu’elle est plus grande chez les femmes mariées que chez les célibataires.
De l’emploi des tables de mortalité, dans les sociétés de
prévoyance.
L’extrême variété des résultats que donnent les tables dressées avec tant de soin, avertit déjà
[î] Voyez la Théorie des annuités, etc., par M. F. Baily, traduction française, tome i«-, pages 5 et suivantes , tome n , pages 146 et suivantes.
les sociétés de prévoyance , des précautions qu’elles doivent prendre, avant de se confier aux calculs d’après lesquels elles promettent des pensions et des secours. On voit que la base ne saurait être la même, si l’on opère d’après des têtes choisies, ou d’après la mortalité générale; si l’on évalue les probabilités relatives à l’un ou à l’autre des deux sexes pris séparément, ou à tous deux réunis ensemble; si l’on fait l’application aux villes ou aux compagnes. C’est peu encore : la base change avec le temps, avec les progrès de la civilisation. La mortalité, comme nous avons eu déjà occasion de le voir, a sensiblement diminué en Europe depuis que l'augmentation de l’aisance, une police active, mieux entendue, la découverte de la vaccine, le développement des sciences médicales ont concouru à améliorer pour l’homme les conditions de la vie physique. La mortalité de la ville de Londres a diminué de moitié depuis le milieu du siècle dernier; celle des villes Manchester, Liverpool. Birmingham a éprouvé le même décroissement, quoique la population agglomérée dans ces villes se soit fort augmentée pendant le même intervalle. En France, d’après les recherches de notre confrère M. Villermé, la mortalité qui, en 1781 , était, terme moyen , d’un décès sur 29 habitans , n’est plus aujourd’hui que de 1 sur 40. En Suède, de 1 755 à 1775, elle était d’un décès sur 55 habitans; en 1825, elle n’était plus que de 1 sur 48. A Berlin, elle était, de 1747 à 1755, de 1 sur 28; et de 1816 à 1822, elle était seulement de 1 sur 54 [2].
Les tables dressées à une certaine époque, cessent donc graduellement d’être applicables aux époques postérieures.
La mortalité varie encore suivant les climats, suivant les contrées. D’après les relevés de M. Quetclet, tandis que dans le nord de l’Europe elle n’est que d’un décès sur 41,1 habitans , dans le centre, de 1 sur 40.8, elle est dans le sud de 1 sur 25,7,24 ; tandis qu’en Angleterre , elle n’est que de 1 sur 58, elle est de 1 sur 19,70 dans la république de Guanaxato [3]. La différence, ainsi que nous avons eu occasion de le remarquer ailleurs, entre l’Angleterre et la France, n’est pas moindre de 2 à 5, au désavantage de ce dernier pays ; elle descend jusqu’à un décès sur 50. en Grèce et en Turquie, et jusqu’à 1 sur 27 en
[2] Voyez M. Quetclet, sur l'homme, etc. tome 1« page 244.
[3] Ibid., ibid., page 1“7.
SECONDE PARTIE. LIVRE II. C1IAP. II
Russie [îj; elle varie même très-sensiblement, d’une province à l’autre , dans le même pays. En France, ainsi que nous avons eu occasion de l’indiquer, d’un département à l’autre , la mortalité varie, entre les extrêmes , d’un sur 26 et d’un sur 60 ; encore la différence se trouvet-elle très-sensible entre deux départemens voisins : elle est de 1 sur 26 dans le Calvados, de 1 sur 15 dans l’Orne. En Hollande, elle s’élève jusqu’à 1 sur 28 dans la province de Zélande , et n’est que de 1 sur 50 dans celle de Namur.
Les sociétés de prévoyance ne peuvent donc asseoirleurs calculs surles mêmes tables, suivant les localités où elles sont établies. En adoptant une loi de mortalité dressée pour la France entière, comme celle de Duvillard, les sociétés s’exposeraient à un double mécompte, et tandis que les unes auraient trop promis à leurs membres , les autres leur auraient trop demandé.
Les degrés d’aisance, le genre de vie, les mœurs, la nature des professions exercées, n’ont pas une influence moins sensible sur la mortalité. Le riche a deux ou trois fois plus de chances que le pauvre , d’atteindre à la vieillesse. Les relevés pris sur les registres des sociétés d’assurances établissent une différence de moitié environ , entre la mortalité des personnes qui déposent dans cesétablissemens; et la mortalité moyenne. En général, les sociétés de prévoyance se composent de personnes, qui, sans être dans un certain degré d’aisance , ne sont point atteintes par l’indigence ni même par un gêne très-sensible ; qui ne se trouvent pas exposées à de grands périls ni sujettes à des passions violentes. On peut donc admettre que les chances de vitalité sont pour elles plutôt au-dessus qu’au-dessous de la moyenne; mais, si elles se composent d’individus exerçant une seule et même profession, celte circonstance doit être prise en considération dans l’usage qu’elles feront des tables.
Les sociétés de prévoyance sont encore pourvues de directions beaucoup moins abondantes et beaucoup moins sûres pour l’évaluation des probabilités de maladies.
La société philanthropique d’Écosse, highland society of Scottland , a donné, d’après les résultats de son expérience, un tableau comparatif suivant lequel la probabilité du temps de maladie par chaque individu serait évaluée comme il suit :
[î] D’après sir Francis d’Yvernois dans la bibliothèque
21 ans.
de semaine
ou
4 jours
On voit , d’après ce tableau , que les chances de maladies varient considérablement suivant les âges; elles varient aussi selon les sexes, selon les temps, selon les climats, selon les professions, les habitudes de la vie , suivant toutes les circonstances locales. De là l’extrême difficulté qui se présente pour composer des tables de probabilité qui s’appliquent aux maladies. Ces tables devraient tenir compte non-seulement du nombre des malades et de celui des blessés, mais aussi de la durée moyenne de la maladie , ou du traitement des blessures.
Nous indiquerons, dans le chapitre suivant, quelques bases qui peuvent servir à ces évaluations.
D’autres difficultés surgissent lorsqu’on cherche à évaluer les probabilités relativesau nombre de veuveset d’orphelins qui pourront avoir droit aux secours et à la durée de l’assistance qui leur sera promise.
Ici, les indications qui peuvent servir à construire des tables applicables dans l’usage, sont encore plus rares, et l’on a d’autant moins de précision à espérer.
M. Quetelet a recherché le rapport qui existe entre les veuves, les filles célibataires et les femmes mariées dans l’ancien royaume des Pays- Bas; celui qui existe entre les veufs et les veuves; il a examiné aussi comment ce rapport se modifie dans les villes et dans les communes rurales. 11 a été conduit à reconnaître qu’en général, dans ce royaume, les deux tiers de la population se composent de célibataires et l’autre tiers des individus mariés ou veufs; que le nombre des veuves est généralement presque double de celui des hommes veufs ; qu’il est, à celui des femmes mariées, à-peu-près comme 1 est à 4, et qu’il est proportionnellement plus considé-
universelle . de Genève, 8ô, 1835. Ibid., tbid.
