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508 FR.\NCE (démogkapuie).

ExPLiCATioKS ET ANALYSE DU TahUdu cï-joint :

Les nombres des vivants et ceux des décès sont les nombres absolus ; ils résultent :

A. Pour les vivants, des moyennes des trois census 1856, 1861, 1866, rectifiés selon nos procédés, c'est-à-dire rectifiés : 1« pour la population enlantine établie sur les données certaines de l'état civil, d'après les mouvements des naissances et des décès du premier âge ; on a calculé sur ces données fort précises la population enfantine de 0 à 10 ans; 2° pour les nombres des hommes adultes trouvés par les census auxquels on a ajouté les armées et garnisons qui, d'après les données officielles (Legoyt, Chenu), se trouvaient sur territoire étranger (et en Algérie) au moment des census, et qui, par suite d'une habitude vicieuse de notre administration, ne sont jamais comprises dans nos dénombrements officiels.

B. Pour les décès, des moyennes âge par âge des deux périodes quinquennales 1856-1860 et 1861-1865 ; ces moyennes de moyennes fournissent des valeurs un peu différentes de celles données (p. 502), car celles-ci sont calculées d'un seul coup sur la période décennale entière 1857-1866 ; mais ces différences insignifiantes ne modifient pas sensiblement les coefficients de mortalité; bien au contraire, obtenues par des calculs différents, elles les contrôlent et les confirment.

Nous ne croyons pas devoir nous arrêter à reprendre et expliquer une à une les valeurs de ce tableau 11, la simple inspection suffira. On constatera que la mortalité usuelle [col. 3-8 et 13] l'emporte toujours sur la probabilité de mort [col. 5-10-15], que ces différences, presque insensibles de 5 à 55 ans, se prononcent aux âges extrêmes et deviennent alors très-sensibles. On remarquera encore les différences considérables qui existent entre la mortalité des célibataires, des époux et des veufs, différences sur lesquelles nous avons tant insisté dans notre article Mariage .

Mortalité enfantine. Cependant, nous allons maintenant étudier avec un soin particulier les dangers de mort qui menacent la première enfance de 0 à 1 an, d'abord, parce que les documents le permettent, et aussi parce qu'un intérêt spécial s'attache à la mortalité formidable de cet âge, mortalité relativement facile à diminuer et qui, sapant les populations dans leur base, est un cruid et redoutable obstacle cà leur accroissement; puis enfin parce que, par la loi Th. Roussel, sur la protection de la première enfance, il y a un intérêt pratique et immédiat à pousser l'analyse aussi loin que possible, afin de pouvoir comparer l'avenir (après l'application de la loi Roussel) au passé, et par là apprécier les résultats de cette loi. A l'article Mortalité (p. 744 pour le tableau figuré et 752 pour le tableau numérique, et p. 750-770 du texte), nous avons dit à peu près tout ce que nous savions sur la mortalité enfantine, nous n'en résumerons ici que les points culminants indispensables pour apprécier la mortalité par département, principal objet du présent travail.

Danger de mort de la première année de la vie en chaque département. Ce danger peut s'apprécier par le rapport de mortalité D^-JV^^-^ des décès de 0 à 1 an (do J à la population du même groupe d'âge (Pq-i) qui les ont fournis dans l'unité de temps, ainsi que nous l'avons fait à l'article Mortalité.

Il peut aussi être établi, à la fois avec plus de facilité et de rigueur, par la détermination de la probabilité mathématique de mort d^-i/So, aussi est-ce la

FRANCE (dkmograpiue). 509

méthode à laquelle nous donnerons ici la préférence^, mais pour ce premier âge seulement. Cela convenu, nous allons étudier la probabilité de mort enfantine de 0 à 1 par département :

lo Dans la période décennale 18iO-lM9;

2° Dans la période décennale 1857-1866 ;

5° L'aggravation ou la diminution survenue en chaque département d'm:!e période à l'autre ;

4" La mortalité comparée des sexes en l'une et l'autre période.

Probabilité de mort comparée de 0 à { an dans la période 185T-1866 comparée avec celle de la période 1840-1819. Tabl. IX, travée [55J. (Kous mettons entreparenthèse la valeur correspondante pour la période 1840-1849.)

En France, pendant la période déceimale 1856-1865, on a compté lî» décès ^ par 1000 naissances des deux sexes (et seulement I60 en 1840-1849), 192 pour les garçons et 164,7 pour les filles ; ou, en faisant la distinction de l'état civil : il y a eu 168,3 décès ^ par 1000 naissances vivantes S(, légitimes (181 chez les garçons, 153 chez les filles), 32»- par 1000 naissances So hors mariage (343,2 chez les garçons et 308,5 chez les filles).

Les départements de France qui présentent la moindre probabilité de mort dans la première année de la vie sont : f Creuse, 1 1 8 (87 en 1840-1849), c'est-à-dire 1 18 décès de 0 à 1 an sur 1000 naissances vivantes en 1367-56, et seulement 87 en 1840-49; r Hautes-Pyrénées, 126 (91,4); r Ariége, 131 (115); 4*^^ Manche, 132 (104); S'oindre, 136 (151); 6^ Basses-Pyrénées, 138 (110); T Vendée, 139 (124); 8^ Deux-Sèvres, 139,4 (119); 9^ Vienne, 143,5 (112); 10' Haute- Garonne, 144 (141). D'ailleurs, on verra que tous ces départements, l'Indre excepté, ont vu augmenter gravement leur tribut morluaire. Cependant, ces départements à moindre mortalité enfantine ne sont ni plus riches, ni plus salubrcs ; mais ils sont d'abord ceux où l'industrie nourricière mexxenaire (on pourrait dire aussi meurtrière) ne s'exerce pas, et ensuite les départements où l'on élève le plus d'enfants au sein maternel ; c'est à cela que la Creuse, département pauvre et médiocrement salubre, doit en partie sa très-faible mortalité

* Dans la plupart de nos travaux antérieurs (avant 1879) nous avions donné la préférence à la mortalité (ou rapport </o-i/Po-i), "o*^^ fondant sur la convenance qu'il y avait à trouver le premier terme de la série des dangers de mort de chaque âge, par unemélhode identique à celle qui servait nécessairement pour les termes suivants. Nous avons vu, en effet, que les rapports de mortalité, t/n-n/Pn-m, sont les seuls possibles à calculer directement sur les données expérimentales, puisque Pn-m seul est connu par les ceiisus, tandis que l'ensemble des survivants Su, c'est-à-dire ceux auxquels il est donné dans le cours de l'année d'entrer dans l'âge (n-m) et qui constituent l'ensemble des exposés, ne peut être trouvé que par l'introduclion de plusieurs hypothèses, comme, par exemple, celle que nous avons faite ci-dessus pour les adultes (p. 504). Mais depuis, rélléchissant que, vu le décroissement rapide du danger de mort dans le cours de la première année de la vie, le rapport </o-i/''o-i s'éloignait beaucoup plus de la probabilité mathématique de mort que les rapports suivants, il en résultait que la série e^o-i/Po-i. <^i-2/Pi-2. ^2-3,'P2-3. était en réalité plus disparate, malgré la similitude de forme, que la série t/o-JSo, t/i-a/Pj-a, «/WPa-ô, etc.; qu'en conséquence il n'y avait pas de raison suffisante pour abandonner le premier terme </o-i/So, plus précis et plus rapide à déterminer, puisque les naissances vivantes, Sq, sont toujours connues avec précision et qu'il n'en est pas de même de \\.^ (coij. le présent article, p. 505, et art. Mortalité, p. 751, § '23).

* Au lieu de : 179 ; 1 68,3 et 327 décès, on en aurait sans doute : 187,5; 17 5,5 et 337, si on faisait la correction des faux mort-nés, c'est-à-dire si on restituait aux décès du premier âge les nés vivants, mais morts avant l'inscription, et indûment inscrits comme mort-nés.

510 F1!A.\C1': (démographie).

enfantine. Les dépaitemenis où cette mortalité est à son maximum sont : 76' Aube, 225 i'iSi en 1840-1849) ; IT Seine-et-Oise, 227 (20C) ; 78" Basses-Alpes, 228 (219) ; W Loiret, 230 (190); 80"^ Marne, 234 (227) ; 81^ Ardèche, 238 (174) ; 82' Oise, 240 (199) ; 83* [Seine, 240 environ?] ; U' Seine-et-Marne, 247 (21 8j; 85* Eure, 258 (203); 86^ Yonne, 258 (200) ; 87* Seine Inférieure, 26 1 (235) ; 88* Eure-et-Loir, 301 (239).

Le Rhône n'a pas été compté, pnrce que la mortalité de sa première enfance nous est trop imparfaitement connue à cause des envois en nourrice.

On remarquera que tous les départements à forte mortalité enfantine sont situés : plusieurs dans le bassin du Rhône, mais surtout dans celui de la Seine, c'est-à-dire dans le voisinage des grandes villes : Paris, Lyon, Marseille, tous départements où l'industrie nourricière s'exerce sur une grande échelle; et c'est à cette influence (on peut dire exclusivement, pour le bassin de la Seine) qu'ils doivent cette formidable mortalité enfantine, et non à leurs autres conditions sanitaires qui, pour ceux du bassin de la Seine, sont excellentes.

Aggravation de la mortalité enfantine, col. (c). Cependant, en comparant la dîme mortuaire de la période 1857-1866 (179 pour la France entière) à celle de 1840-1849 (160) prise pour 100, on constate (V abord que, pour la France entière, la niorlaiité enfantine s'est accrue dans le rapport de 100 : 112; ensuite on constate que, pour presque tous les départements cités, elle a très-notablement augmenté d'une époque à l'autre. 11 faut d'abord dire les départements exceptionnels qui ont échnppé à cette affligeante aggravation, et ceux qui l'ont supportée au pkis haut point : huit seulement ne l'ont pas éprouvée, ce sont : r la Meuse, 87,4 (c'est-à-dire que, la dîme mortuaire de 1840-1849 étant prise pour 100, alors celle de 1857-1865 devient seulement 87,4); 2* Indre, 89,7 ; 3* Cher, 91 ,5 ; 4" Hérault, 93,6 ; 5* Indre-et-Loire, 94,6 ; 6* Charente-Inférieure, 94,8; 7* Lot-et-Garonne, 95,7; 8* Aube, 96,2. Ce sont donc les seuls départements où le tribut mortuaire du premier âge ait diminué ; dans les suivants, il s'est le moins accru : 9* Dordogne, 100,2 (c'est-à-dire que, la dlme de 1840-1849 étant prise pour 100, celle de 1857-1765 devient 100,2); c'est presque le statu que ; puis 10* Var, 100,6 ; H* Haute-Garonne, 101,5, etc. ; en moyenne, pour la France entière, I 12, c'est-à-dire que, la mortalité enfantine s'est accrue dans le rapport de 100 : 112. Les départements qui ont supporté la plus grosse part de cette aggravation sont : 76* Manche, 127,5; 77' Yonne, 128,6 ; 78" Mayenne, 132 ; 79" Calvados, 133,3; 80" Creuse, 135,5 ; 81" Ardèche, 136,8; 82" Corse, 137; 83" Orne, 138; 84" Hautes-Pyrénées, 138,1 ; 85" Sarthe, 140. Ainsi, dans la Sarthe, la mortalité a augmenté comme 100 : 140 ou de 40 pour 100 ! Quand il mourait 100 enfants, il y a 16 ans, il en succombe aujourd'hui 140! et cette aggravation n'était pas même soupçonnée! Elle avait échappé à nos confrères de la Sarthe comme à ceux des Hautes-Pyrénées, de l'Orne, etc., où elle est presque aussi prononcée, tant l'observation des faits isolés est impuissante à ces constatations des phénomènes de la vie collective.

Comme distribution géographique, on remarquera un groupe de départements où cette aggravation est au maximum, et qui a pour centre : l'Orne, autour duquel se rangent : la Sarthe, le Calvados et la Mayenne, puis la Manche et Eure-et-Loir, le Loiret, l'Yonne et la Nièvre ; puis, au Centre, la Creuse avec l'Auvergne (Puy-de-Dôme et Cantal), le Lot, l'Ardèche, la Haute-Loire, la Lozère, l'Aveyron, etc. ; à l'extrême sud, Hautes et Basses-Pyrénées et la Corse,

FRANCE (démographie), 511

puis quelques départements isolés comme le Doubs, le Haut Rhin, la Moselle et même les Vosges. Ailleurs l'Oise, ailleurs encore, la Charente et la Vienne, etc.

Mouvement de la mortalité de lapremièi'e enfance depuis le commencement du siècle. Devant ce mouvement d'aggravation inquiétante de la mortalité de la première année de la vie, Trésultant de la comparaison des deux périodes décennales : 1840-1849 et 1857-1866, il nous a paru indiqué de pousser cette étude aussi loin que possible, ^'ous avons donc calculé, année par année, depuis 180(1» la mortalité de la première année de vie. Mais nous ne regardons ces valeurs comme dignes de conlîance qu'à partir de 1836 et même 1840, époque oii l'on a délinitivement inscrit à part les mort-nés. Avant cette époque, ils étaient relevés diversement selon les départements, tantôt séparément, tantôt confondus avec les décès, mais non poités aux naissances (Demonferrand), ce qui altérait, augmentait notablement les rapports de mortalité.

En outre, il est avéré (la Statistique de France l'avoue à mots couverts ^ et le fait nous a été plusieurs fois affirmé par M. Legoyt) que de 1817, ou de 1821 au moins, à 1831, un certain nombre de feuilles départementales relatant les^ mouvements ont été égarées, avant d'être publiées. La vérité de cette assertion peut être prouvée, et vaut la peine de l'être. On constate, en effet, que la mortalité de l'enfance, qui, jusqu'en 1819, oscille entre 172,6 et 194,5 (décès annuels pour 1000 naissances des 2 sexes pris ensemble), descend tout à coup à 152,8 en 1820, et que, jusqu'en 1831, elle varie singulièrement entre 152,8 et 180,2, puis revient à 140 en 1830 pour se relever à sou taux normal après cette époque. Mais il y a une preuve encore plus directe des omissions : c'est que Demonferrand, qui a eu en mains les feuilles des mouvements (et à la mort duquel on dit qu'elles ont été perdues), dit expressément (p. 275, Journal de T École Polytechnique, t. XVI, 1858) : « La première base de ce travail est le tableau des décès... tel que le donne, sans aucune espèce d'hypothèse, le relevé des feuilles de mouvements déduits d'une période de 15 années (1817-1831), dans laquelle on a constaté :