I.a mortalité militaire devient

fl«.*3

13,55 10, nS

Ainsi, la sélection due à la sévère révision des hommes s'engageant, a pour

1 L'armée anglaise a un effectif d'environ 7(3 à 80,000 hommes ; il n'est question ici que ■o des soldats et bas-officiers. »

2 Dont o.«.vs par suicide et 0,49 par accident.

3 Mais pour les officiers, mortalité de 5 par i 0)0 officiers seulement; parmi ces 11,59 décès, il y en a 0,85 par suicide, 0,4 par accident.

4 Dont 3,« par tuberculisation pulmonaire ou mésentérique ; ©,83 par fièvre typhoïde. * Dont 3 par traumatisme.

Dont 5 par traumatisme.

résultat de diminuer de moitié environ leur mortalité dans les 5 ou 6 premières années; mais bientôt, malgré les très-nombreuses réformes annuellement opérées, les nocuités de la vie de caserne prennent le dessus, et la mortalité atteint et dépasse la mortalité civile. Nous avons constaté chez nous (p. 775), dans la seule année où il nous a été possible de faire cette recherche, un fait analogue.

On trouve, dans le même document anglais, un renseignement qui ne manque pas d'intérêt : c'est la morbidité et la mortalité comparée des femmes de militaires (la loi anglaise permet le mariage des soldats dans le rapport de 1/10). Dans la période 1860-64, la morbidité annuelle portant environ sur 8786 femmes a été de 401 malades par 1 000, et la mortalité de ï,36 dont 2,8 par tubercules et scrofules (3,3 pour les soldats); la mortalité par maladie spéciale à la femme a été de 1,23.

X. 54. Mortalité observée dans les mutualités. A la suite de la mortalité militaire, s'appliquant généralement à des hommes dans la force de l'âge, de 18 ou 20 ans à 45, et que l'on a vue en France (où elle ne paraît pas des plus élevées) osciller entre 13 à 14 par an et par mille (en y restituant légitimement la partie des réformés destinée à un trépas prochain), disons la mortalité des mutualités ouvrières, population dont l'âge est compris entre 16 et 60 ans et même 75 ans1. Dans la période 1852-64 elle a oscillé entre 15,6 et 11,6 par 1 000, donnant une mortalité moyenne de 13; et je trouve que la population française de même âge, et de même composition, fournirait une mortalité de 16,55. En Angleterre, dans la période 1846-50 la mortalité annuelle des sociétés d'amis a été seulement 12,6 par 1000 avec 5 exclusions par an; mais que sont ces exclusions? (nous ne saurions dire). Sous le rapport de l'âge ces sociétés sont à très-peu près composées comme nos mutualités. Mais il y a en outre chez nos voisins des sociétés dites d'enterrements (voy. la note p. 760), comprenant des membres de tout âge depuis 1 mois ; leur mortalité est donc plus élevée et plus variable selon leur composition par âges : je trouve que celle du comté de Lancashire, renfermant 12 à 13 mille membres, est, dans la même période, de 3fl,?6 par 1 000 et que celle du comté de Kent, qui ne compte que 6 mille membres, est de 18,54. Mais, sans la répartition des sociétaires par âges, ces résultats sont dénués de valeur.

XI. 55. Mortalité selon le degré d'aisance. Après l'âge, et souvent avant lui, l'influence maîtresse est celle du degré d'aisance. C'est un fait aujourd'hui si connu que nous ne ferons que l'indiquer, renvoyant aux travaux originaux des Villermé, des Benoiston, des Casper (de Berlin), et à notre thèse inaugurale (1852), où nous avons résumé leurs principaux documents et leurs conclusions. Mais ce qui est plus difficile, c'est de mesurer cette influence, car il faudrait auparavant mesurer l'aisance, la misère, la richesse Constatons d'abord que l'extrême misère se termine vite par la mort d'inanition, que l'on appelle famine quand elle s'applique aux collectivités, — fléau si commun au moyen âge, et notamment vers

1 C'est à la Com?niasion dite supérieure d'encouragement et de surveillance des sociétés de secours mutuels, dans son rapport annuel à l'empereur, qu'il appartenait de publier chaque année les documents de nature à éclairer et la science et les mutualités sur les risques qu'ont à courir les membres de ces sociétés. On peut dire que jamais devoir n'a été plus complètement négligé. Les éléments indispensables pour l'appréciation de la mortalité de notre population ouvrière choisie n'ont été publiés que très-partiellement et pour les seules années 1853-54-55. Les documents suivants sont devenus de plus en plus pauvres en données statistiques. La composition de la population des mutualités en ces trois aimées a été la suivante : 308 de 16 à 55 ans, sio de 35 à 55 ans, 177 de 55 à 75, et 5 au delà de cet âge.

le milieu du quatorzième siècle, comme en 1343, ou en l'an de grâce 1348, pendant lequel les habitants des campagnes mangeaient l'herbe des champs, les écorces des arbres, « famine, dit Froissart, dont bien la tierce partie du monde mourut ».

Or, cette rapide mortalité des masses par la faim, ce qu'on pourrait appeler la famine aiguë, pour être plus rare dans notre siècle, n'y est pas inconnue. L'Asie mineure, la Piussie, l'Irlande et, tout près de nous, les Flandres belges (1846-47) l'ont cruellement éprouvée (voy. la thèse citée ci-dessus). Cependant ce n'est pns ainsi que d'ordinaire agit la misère, c'est lentement, insidieusement ; elle va affaiblissant chaque âge, les préparant de longue main à la mort prématurée, en leur ôtant leur ressort contre la première affection aiguë accidentelle qui se présente, et même en les rendant plus aptes à la contracter. Sous son influence, les forts deviennent faibles, les faibles (c'est-à-dire les enfants et les vieillards) des valétudinaires, qui succombent. C'est cette famine chronique qui, encore en notre temps, dévore les couches besogneuses de notre population. Par exemple, de nos jours, la mortalité de chacun des arrondissements de Paris, de chacune de ses rues est à très-peu près proportionnelle au nombre des nécessiteux qui y demeurent. Ces faits solidement mis en lumière, il y a quarante-cinq ans (1830) par Villermé, se retrouvent encore au moins aussi vrais de nos jours, où l'on voit le second arrondissement (Bourse), malgré une population fort entassée, mais composée de négociants plus ou moins aisés, fournir une mortalité de 13 à 1C par an et par 1 000 habitants, tandis que le dix-neuvième arrondissement (Buttes Chaumont), peuplé de pauvres, présente une mortalité de »5 à 31 par 1 000! (voy. Paris).

56. Si des différences aussi prononcées se rencontrent chaque année dans des collectivités mêlées, qui renferment à la fois des pauvres et des gens aisés, combien seraient formidables celles que l'on trouverait, si on pouvait étudier à part les seules populations aisées et les populations misérables? Nous ne croyons pas que ce travail ait encore pu être fait depuis que des méthodes plus sévères ont été démontrées nécessaires pour donner avec quelque précision les valeurs cherchées, je veux dire depuis que nous avons prouvé que la mortalité ne peut se déduire de la seule considération des mortuaires, mais seulement de leur rapport âge par âge avec la population qui les a fournies. Cette méthode est conforme à la théorie, mais il faut avouer que souvent sa mise en œuvre ne peut être entreprise : il est, en effet, absolument possible à un savant laborieux de faire ce qu'a fait Villermé, c'est-à dire de relever isolément, sur les registres mortuaires, les décès des pauvres et ceux des riches ; mais il n'est plus possible de savoir les populations respectives qui les ont fournis et à fortiori leur distribution par Tiges.

57. Quoi qu'il en soit, à défaut de méthode plus précise, on peut asseoir sur ces anciennes et premières investigations des inductions fort probables, invitant à des recherches plus complètes qui, malheureusement pour la science, ne peuvent guère être menées à bonne fin que par le concours décidé de l'administration. C'est ainsi qu'à Mulhouse, dans la période 1823-34, Villermé, ayant relevé à part les mortuaires des manufacturiers et des tisserands ouvriers, trouvait qu'en partant de la naissance la moitié des décès chez les patrons arrivait avant 28 ans. (C'est à cette valeur que Villermé donne le nom de vie probable, dénomination fautive, car la vie probable des mathématiciens est tout autre, nous le montrerons aux articles Vie moyenne et Vie probable ; nous appelons cette valeur Yûge

780 MORTALITE.

probable des décédés). Or, cet âge probable des décès à partir de la naissance, qui était de 28 ans chez les manufacturiers, était de moins de 10 ans chez leurs ouvriers les mieux rétribués, et de 1,5 (je dis bien un et demi) chez ceux ayant le moindre salaire. Ainsi, sur iooo morts, il y en avait, chez ces derniers, 50© âgés de moins de 1 an et demi (ce qui tenait sans doute aussi à leur plus forte natalité), et de moins de 28 ans chez les patrons ; mais, si on ne considérait les décès •qu'à partir de la deuxième année (ou à l'âge de plus de 1 an), l'âge probable des décès devenait 43 chez les patrons et 15 chez les ouvriers.

Au-dessus de 4 ans, cet âge probable était de 46 ans chez les premiers et 28 chez les derniers ; au-dessus de 10 ans, respectivement de 42 et de 21 ; audessus de 20 ans, de 34 et de 17 ans ; enfin au-dessus de la trentième année, de 30 ans et de 15 ans. Nous ne prétendons pas que les rapports de ces âges probables mesurent la vitalité respective de ces deux groupes ; nous prouverons -au contraire à l'article vie moyenne et vie probable, que ce rapport exagère notablement les mauvaises chances des enfants de la population enfantine, et qu'il atténue peut être celles qui pèsent sur la vie des adultes. Cependant, malgré ces réserves que les progrès de l'application du calcul des probabilités à la démographie nous obligent de faire, de tels résultats, et Villermé en a obtenu beaucoup d'autres aussi significatifs, s'ils ne mesurent pas précisément les différences de mortalité, ne peuvent laisser aucun doute sur l'intensité extraordinaire avec laquelle la mort moissonne les pauvres et sur sa longanimité relative pour les fortunés; enfin ils montrent suffisamment combien se sont abusés les poètes, quand ils ont écrit :

Pallida mois œqno puisât pede pauperum tabernas Regumque turres...

Nous ne nous arrêterons pas plus longtemps sur la puissante influence léthi- <fère de la pauvreté : c'est un l'ait aujourd'hui incontestable et incontesté. Au point de vue de la méthode, qui nous occupe surtout en cet article, ce qu'il importe de retenir, pour l'hygiéniste et le démographe, c'est que, dans la recherche des nocuités professionnelles, il faut s'efforcer de faire la part de l'influence de la pénurie et celle de la profession propiement dite. En un mot, le degré d'aisance des groupes étudiés est, autant que leur âge, une condition perturbatrice des effets de la profession elle-même, condition qu'il faut s'efforcer de neutraliser et, en tout cas, de discuter.

Cependant, toutes choses égales d'ailleurs, si la mortalité croit toujours en raison directe de la misère, la proposition inverse, nous l'avons établi p. 770, sur les -documents anglais, n'est pas également vraie : la mortalité ne décroît pas à tous les âges avec la richesse, puisque les détenteurs des hautes fortunes en Angleterre, qui présentent, il est vrai, en leur première jeunesse (0 — 5 ans) et en leur vieillesse, une mortalité si singulièrement atténuée, sont au contraire soumis aux communes chances de mort pendant leur virilité (voy. art. Beietagse).

XII. 59. Influences morales. Lafaiblemortalitéquenousavonsconstatéechez les membres du clergé anglais et celle des magistrats, qui leur est identique, rapprochées de la forte mortalité des lords et riches anglais aux âges de force, de passion et de virilité, sont les preuves statistiques les plus considérables que nous puissions produire en faveur de cette influence. Nous devons rapporter à la même cause la vitalité supérieure des époux, comparée aux mêmes âges à celle des célibataires, et surtout l'extrême mortalité des veufs, plus grande encore que celle

7St

des célibataires, sans nous arrêter à l'objection de M. Herbert-Spencer, réfuté p. 770 (Voy. aussi art. Mariage).

XIII. 60. Mortalité des collectivités enfermées, des prisonniers, etc. Ce n'est pas seulement la mortalité des prisonniers que je voudrais pouvoir étudier ici, mais celle de toutes les collectivités closes, pensionnats, couvents, etc., afin de renseigner 1 hygiène publique sur la question de savoir s'il est sans influence sur la santé et sur la vie de soustraire l'homme à sa spontanéité, à sa motilité, à son entière indépendance avec ses risques et ses profits ? On peut déjà présumer ce qu'il en est d'après ce que nous avons constaté pour l'armée qui, malgré la sélection exercée par les conseils de révision, subit encore une mortalité s'élevant réellement à 15 ou 14 par 1 000 pour une collectivité qui soumise (le calcul a été l'ait par nous âge par âge) à la mortalité commune, ne devrait fournir que de 9,6 décès par an et par 1 000. Malheureusement, nous n'avons aucune donnée sur la mortalité des divers internats d'enfants ou d'adultes, sur les couvents, etc., mais seulement sur les prisonniers.

Nous pensons que l'hygiène des prisonniers, qui soulève des questions nombreuses, sera étudiée au mot Prison.) Aussi nous bornerons-nous ici à quelques conclusions générales et à quelques exemples, de nature à élucider les questions, fort controversées, de méthode à employer pour la détermination de la mortalité des asiles, prisons, hospices, etc. On peut affirmer hardiment que, au point de vue sanitaire, la statistique des prisons laisse beaucoup à désirer; il faudrait, ici comme partout où il s'agit d'apprécier la mortalité et la morbidité, que les décès et les populations qui les fournissent, fussent relevés et publiés simultanément par sexes et par âges, ce qui ne se rencontre qu'exceptionnellement et incomplètement *.

Quoi qu'il en soit, en calculant les décès qu'une telle population devrait fournir à chaque âge, si elle était soumise à la mortalité commune (celle que nous avons donnée dans notre table de mortalité, p. 746), et en comparant leur somme aux décès dénoncés par les docur>.cnts officiels, on parvient à se faire une idée exacte de l'influence de l'emprisonnement Ainsi, la population des maisons centrales étant composée comme il suit, pour 1 000 détenus de chaque sexe (période 1866-70),

TOTAUX

Hommes détenus de chaque âce.

Décès annuels selon la mortalité

Femmes détenues de chaque âge.

Décès annuels se.on la mortalité

i 1° Pour les bagnes et notamment pour Cayenne et la ÏSouv e\\e-Calédonie, pour les maisons dites d'arrêt, de justice et de correction, depuis et chambres de sûreté, ce double renseianement manque absolument ; 2° pour les établissements correctionnels d'éducation, on trouve bien l'âge des jeunes détenus, mais non celui des décès qu'ils fournissent ; 3° dans les maisons centrales on trouve aussi l'âge des détenus expressément mentionné, mais non celui de leurs décès. Cependant, depuis 1868 (peut-être 67, que je n'ai pu consulter), des détails sanitaires importants ont été heureusement ajoutés, entre autres la mortalité par âges; mais il est regrettable que l'administration ne publie pas, à l'appui des rapports qu'elle nous livre, et selon l'usage, les nombres absolus des décès annuels à chaque âge; cette lacune ne nous permet pas de réunir, comme il le faudrait, une longue période, etc.

■782 MORTALITE.

il résulte de ces chiffres qu'un groupe de vivants ayant la même composition d'âges que celle des maisons centrales aurait pour mortalité générale et normale 15 décès annuels par 1 000 vivants hommes, et 14, ©4 par 1 000 femmes. Or, la mortalité des maisons centrales est bien au-dessus de ces valeurs : je la trouve de 44 (avec oscillation de 54,39) pour les hommes comme pour les femmes , c'est-à-dire trois fois plus élevée que la mortalité commune!

Cet excès de mortalité de la population des maisons centrales élève chaque année les nombres absolus de leurs décès annuels de 225 à 650 pour les 14 à 15,000 hommes détenus, et de 46 à 145 pour les 3,300 femmes récluses : c'est un excédant annuel de 524 décès.

De même, pour les établissements d'éducation correctionnelle, qui renferment une jeune population dont l'âge est compris entre 7 et 21 ans, l'administration divise ces jeunes gens en sept groupes d'âge, de deux ans chacun : 7-9 ; 9-11 ,.... 19-21. Par 1 000 détenus, on en trouve pour chaque groupe d'âges successifs : 104, 540, 1420, 2688, 3121, 1716, 411, pour les garçons, et 90,466, 1290, 2310, 2925, 1884, 1035, pour les filles.

En attribuant aux premiers la mortalité commune propre à ces âges l, il se produirait par année 6,28 décès masculins et 6,95 décès féminins; au lieu de ces nombres, les relevés accusent environ 15 décès garçons et 23 décès filles par 1 000 en chaque groupe, c'est-à-dire une mortalité notablement plus que double pour les garçons, et triple et presque quadruple pour les filles! On voit que ce mode d'appréciation, à défaut de relevé des décès par âge, peut encore mesurer avec précision la différence de mortalité de deux milieux, quand on connaît la distribution des vivants à chaque âge. C'est une méthode que nous recommandons à nos confrères, pour les cas où les documents sont insuffisants, comme ceux-ci.

61 . Cette remarque me ramène à la question de méthode pour l'appréciation de la mortalité des prisonniers, que j'ai volontairement ajournée. Comment détermine-t-on la mortalité des prisonniers? D'après notre définition, en comparant par division les décès aux vivants qui les ont fournis dans l'unité de temps, ou plus précisément, en divisant ces décès par les vivants.

Les décès sont connus sans hésitation, mais les vivants? Les détenus d'une maison centrale, dont les entrées, les sorties (soit par décès, soit par libération ou translation) changent à chaque instant le nombre. Comment en déterminer la population moyenne? Le plus souvent on a le nombre annuel des journées de prisonniers relevées par la comptabilité de l'économe. Il paraît d'abord manifeste que le nombre de ces journées, divisé par 365, va donner avec une grande exactitude le nombre moyen de détenues un jour quelconque de l'année, ou, en d'autres termes, la population moyenne. C'est en effet un des modes les plus usités pour évaluer cette population et par suite sa mortalité. Cependant il importe beaucoup à la théorie et à l'établissement des modes d'appréciation de la morta-

1 Cette mortalité a été calculée sur les Tables de survie que j'ai construites pour la France pour la période 1857-G6, par sexes et par années d'âge, et qui ont été publiées par Quetelet (Bruxelles, 1872). Elle peut être évaluée annuellement, pour 1 000 enfants de chaque groupe d'âge ou chacune des périodes successives, à : 7,4;. 6; 5; 4; 6; 7,8; 7,9. Ces coefficients de mortalité normale pour 1 000 garçons de chaque groupe d'âge précité, appliqués à la population juvénile distribuée comme celle des jeunes détenus, donnent une mortalité d'ensemble de o,«8 par an et par 1 000. De même la mortalité normale de filles des mêmes âges étant : 7; 5,7; 4,4; 5,9; 7,5; 7,6; 9,2, l'application aux ]eunes détenues leur attribuerait une mortalité générale de 0,75 décès par an (de 7 à 21 ans).

•lité de remarquer que ces collectivités cloîtrées ne sont pas de même ordre démographique (au point de vue de leur mouvement et renouvellement intestins) que les populations libres. Celles-ci, en effet, vont s'épuisant d'âge en âge, jamais un décès n'y est remplacé par un vivant de même âge, par exemple, un adulte par un adulte, etc., c'est le contraire pour les collectivités cloîtrées.

Mais il arrive dans ces lieux fermés que le remplaçant meurt lui-même avant l'année écoulée. Alors on a deux décès dans l'année pour une existence ! Un fait inverse , et non moins perturbateur, peut se produire .* dans la collectivité naturelle, par exemple dans le groupe de vivants de 20 à 21 ans, celui qui, ayant accompli sa vingtième année, passe dans le groupe suivant 21 à 22, est remplacé et comme continué par un individu qui, ayant parcouru sa dix-neuvième année, entre dans sa vingtième ; il en résulte que le groupe considéré (20 à 21) n'éprouve par cet écoulement constant des vivants aucune atteinte sensible ; il reste le même et n'est diminué que par des sorties par décès, taudis que, chez les collectivités internées, celui qui sort de la maison de détention par libération ou translation peut n'être pas remplacé immédiatement, et la population close en sera diminuée sans qu'il y ait eu décès; il peut ainsi se produire parmi elle des lacunes artificielles, tandis que dans d'autres circonstances, et c'est ce qui arrive le plus souvent, la place vide laissée par un décédé pourra être remplacée par un vivant du même âge , ce qui n'a jamais lieu dans la population libre. On comprend combien ces conditions rendent différentes (au point de vue qui nous occupe) ces deux populations. Je me borne ici à indiquer ces difficultés. Ayant ainsi po>é le problème à résoudre pour déterminer la probabilité mathématique de mort des prisonniers, et ayant montré dans le présent article ce qui empêche que leur mortalité appréciée d'après les règles ordinaires ne soit bien comparable à la mortalité de la population libre, je tâcherai de résoudre ces difficultés à l'article Survie, complémentaire de celui-ci et particulièrement consacré à la théorie mathématique.

62. Cependant, je dirai tout de suite ce qu'il importerait de connaître outre les entrées, outre les sorties, qui ont lieu soit par décès, soit par libération ou autrement. Ce serait, non-seulement l'ensemble des journées de présence, mais, la distinction des journées : 1° pour ceux qui sont entrés dans le courant de l'année, 2° pour ceux qui sont sortis par décès, 3° pour ceux qui ont simplement quitté l'établissement, 4° enfin pour ceux qui y sont restés d'un bout à l'autre de l'année. Nous verrons que cette facile annexion aux documents publiés lèverait toutes les difficultés.

Ces réserves faites, ces desiderata formulés, il n'en reste pas moins vrai que, pour arriver à des résultats approximatifs avec les données administratives actuelles, il est indispensables de déterminer deux éléments annuels: le nombre des décès, fidèlement donnés, et le nombre des vivants auxquels ils sont imputables. Nous avons dit que la somme des journées de présence (J), divisée par les 365 jours de l'année, donnait non le nombre des individualités ayant séjourné dans l'enceinte, mais, ce qui importe davantage, le nombre moyen des détenus présents un jour quelconque de l'année, puisque ce nombre moyen des présents de chaque jour, pris autant de fois qu'il y a de jours, reproduit nécessairement la somme des journées de présence.

65. Cependant quelquefois les journées de présence peuvent n'être pas fournies; mais on a toujours les présents au 1er janvier et au 1er décembre de chaque année ; on peut alors, faute de mieux, prendre la moyenne de ces deux

dénombrements (ou d'un plus grand nombre si l'on connaissait les existences' à d'autres époques), et ainsi l'on aurait sans doute à peu près la population movenne de l'asile, quoique moins précisément que par la considération desjournées de présence, car il y a des influences de saison qui échapperont à ce mode d'appréciation. Par exemple, si um population devient plus rare ou plus touffue en été, ce changement pourra modifier le nombre des décès et passer néanmoins inaperçu.

64. Une autre difficulté se rencontre, c'est l'inégale durée du séjour. Dans lesmaisons centrales, les bagnes, etc., les détenus restent plusieurs années.; dès lors, l'année peut rester l'unité de temps, pour la détermination de la mortalité. Mais il y a des milieux comme les dépôts de mendicité, les maisons d'enfants trouvés, les hôpitaux, dans lesquels le séjour, ordinairement très-court, dépasse rarement quelques mois, et où la mortalité est très-élevée. Dans ces sortes d'établissements, la même méthode ne pourra être conservée. En effet, supposons une maison d'enfants trouvés où les nouveau-nés ne font en moyenne qu'un séjour d'un mois : je suppose la maison toujours pleine et renfermant 1 000 enfants ; or il arrive communément qu'une telle population fournit 100 décès par mois, soit 1 200 décès dans l'année. Si l'on voulait calculer la mortalité annuelle suivant la méthode ordinaire, on aurait la relation absurde de 1 200 décès sur 1 000 vivants. C'est que l'unité de temps sur laquelle on calcule la mortalité d'un milieu ne saurait être plus longue que le séjour de la collectivité étudiée dans ce milieu, mais elle peut être moindre, et il y a souvent nécessité, ou au moins avantage à ce qu'elle le soit. Ainsi, dans nos tables, pour la population ordinaire, p. 747, le milieu que traverse chaque groupe est une période quinquennale, 20 — 25 ans, 05 — 30, etc.; la durée du séjour dans le milieu est cinq ans; cependant nous divisons par cinq le danger qui résulte de ce séjour, pour avoir le danger annuel de mort. Mais on voit que l'année elle-même se trouve trop longue quand les collectivités restent moins d'un an dans le milieu. M. Lona propose un procédé plus général qui serait d'adopter le jour de vingt-quatre heures pour unité de temps dans toutes ces collectivités cloîtrées (prisons, hospices, hôpitaux); oit cherche alors le danger de mort d'un jour, et l'on peut, en le multipliant par le nombre de jours, soit de l'année, soit du séjour, avoir la mortalité de l'une ou de l'autre période. Cette méthode a deux inconvénients: l'un, plus sérieux qu'il n'en a l'air d'abord, c'est que le lecteur inexpérimenté est bien plus frappé quand on lui fait comparer une mortalité annuelle de 44 pour 1 000 (mortalité des détenus) et une autre de 15 pour 1 000 (mortalité de la population libre aux mêmes âges) , que si, comme le propose M. Lona, on lui dit la mortalité journalière des maisons centrales est de 0,0001205 et la mortalité commune de 0,0000411. L'idée est nette et précise dans le premier cas, elle est vague dans le second, elle ne présente rien à l'esprit. Or, il n'est pas indifférent à la démographie de saisir fortement le grand public de ses résultats ou de les laisser seulement accessibles au petit nombre des initiés.

65. Mais la méthode proposée, si on veut la généraliser, est passible d'un reproche plus important : c'est que dans certain cas elle est fallacieuse, même pour le statisticien.

En effet, elle suppose implicitement que le danger de mort que court chaque individu pendant son séjour dans le milieu, est proportionnel à la durée de ce séjour; que si l'individu reste 40 jours dans le milieu étudié, il y court un danger de mort double que s'd y restait 20 jours; que chaque jour apporte un

MORTALITE. 785"

danger de mort à très-peu près égal au danger du jour précédent; et c'est eu effet ce danger d'un jour que l'auteur propose de prendre pour mesure. Mais il y a des milieux qui ne satisfont nullement à cette hypothèse : tous les hôpitaux dans lesquels les malades entrent pour des affections aiguës sont dans ce cas ; pour un malade atteint de fièvre typhoïde le danger va rapidement croissant jusqu'à un certain jour où il est au maximum, puis il décroît rapidement avec la convalescence ; si dans un tel milieu on prend le danger par jour, on arrivera à ce résultat que les services où l'on retiendra longtemps les convalescents, où le renouvellement des malades sera très-lent, offriront une mortalité journalière beaucoup moindre que les services dans lesquels les convalescents feront de bonne heure retour à leur famille, et en conséquence où le renouvellement des malades sera plus rapide. Ici il est manifeste que le danger n'est pas en rapport avec le temps, mais avec le nombre des personnes, des entrées; ce serait une idée très-fautive que de penser l'apprécier par le danger journalier.

M. Lona répond, il est vrai, que le rapport du danger journalier n'est dans ces cas qu'un coefficient, qu'une valeur artificielle, et qu'il suffira, pour avoir une idée juste, de multiplier ce danger journalier par la durée moyenne du séjour pour connaître le danger peisonnel. Sans doute, mais il survient alors une autre difficulté : c'est de déterminer la durée dft ce séjour moyen, et nous croyons que, sur ce sujet, l'auteur a donné une méthode tout à fait fautive.

Il importe pourtant beaucoup d'être fixé sur cette durée pour la détermination de l'unité de temps que l'on peut adopter comme mesure de la mortalité. Nous avons vu, en effet, que dans les milieux où la durée de séjour peut être moindre que l'année (comme dans la maison des enfants trouvés cités plus haut), l'année ne peut plus être cette unité de temps1. Il importe donc, dans tous les cas, qu'on détermine le danger journalier ou celui de toute autre unité de temps, de connaître la durée moyenne du séjour dans le milieu étudié.

On remarquera expressément que, s'il s'agit du milieu humain, c'est la durée moyenne de la vie, ce que l'on a appelé la vie moyenne, qui sera la duréemoyenne du séjour ; il est clair que celte vie moyenne n'est qu'un cas particulier de la durée moyenne du séjour dans un milieu spécifié.

C'est donc à propos de la détermination de la Vie moyenne que nous aurons à discuter ce sujet délicat, sur lequel les statisticiens ont tant ené, sur lequel ils sont en si grand désaccord. Mais nous ne saurions quitter le sujet plus circonscrit des populations internées, sans indiquer sommairement les méthodes en usage et celles qui nous paraissent devoir être adoptées jusqu'à ce que les documents officiels fournissent toutes les données réclamées par la théorie (voy. Survie).

60. Formulons d'abord les conditions théoriques d'un établissement pénitentiaire, qui, ayant 100 prisonniers (A) le 1er janvier a, dans le cours de l'année, autant d'entrées (E) que de sorties (i) (par décès ou autrement). Si ces entrées et ces sorties sont en même nombre, il y aura nécessairement encore 100 prisonniers (Z) le 51 décembre; et, en supposant les mouvements réguliers départis dans tout le

1 II suffit, pour comprendre la cause de cette impossibilité, de songer que dans ce cas la collectivité étant renouvelée plusieurs fois ou une l'ois et une traction de fois pendant lecours de l'année, dans le milieu étudié, les décès enregistrés au* bout de l'année sont issus, non pas seulement de la collectivité que l'on a en vue, mais de plusieurs fois (ou une foiset une fraction de fois) celte collectivité qui, en passant dans le milieu, y ont laissé chacune; leurs décès.

mer.

EKC. 2* S. IX. 50

cours de l'année, la population moyenne de cette prison sera précisément de 100 habitants. Supposons maintenant que l'on y ait noté dans le cours de l'année 100 entrées, et par suite 100 sorties (par décès ou autrement), il est évident que la population entière aura été renouvelée dans le cours de l'année; et si ce mouvement est le même dans les années successives, il est clair que la durée du séjour moyen des individus est justement l'année ; car si l'éviction a lieu à tour de rôle, comme il convient de le supposer en moyenne, celui qui est entré le 1er janvier sortira le 31 décembre suivant, et ainsi de suite, de sorte que chacun aura fait un séjour d'une année dans le milieu étudié. Mais supposons, au contraire (la population intérieure restant toujours 100), que le renouvellement n'ait lieu que par 50 entrées et 50 sorties dans l'année, il est clair et nécessaire, en moyenne, que celui qui est entré le 1er janvier 1860 devra attendre la fin de la deuxième année, décembre 1861, pour que son tour de sortie soit venu; ainsi, en moyenne, chacun restera 2 ans. Si la population intérieure restant toujours 100, le mouvement des entrées et des sorties est. de 25 chaque année, le prisonnier entré le 1er janvier 1860 devra, en moyenne, attendre la fin de la quatrième année, en décembre 1865, et le séjour moyen de chaque prisonnier sera de 4 ans. Mais si le renouvellement est plus accéléré, et si, toujours pour entretenir en même nombre nos 100 prisonniers, il y a chaque année 200 entrées et 200 sorties, il est clair que le tour régulier de sortie du prisonnier entré le 1er janvier sera le 50 juin, et la sortie de celui qui, pour le remplacer, entrera le 50 juin, sera le 51 décembre; ainsi le séjour moyen sera d'une demi-année. Il ne peut y avoir aucun doute sur des raisonnements si simples, et ils nous conduisent à formuler la règle suivante : Etant donnée la population constante d'une prison (P) (celle du 1er janvier peut souvent être prise pour telle), soit A cette population, et E les entrées durant le cours d'une année, A/E donnera le temps nécessaire au renouvellement de la population incluse et en même temps la durée du séjour moyen de chacun. Il n'arrive pas, il est vrai, que, dans le cours de l'année, la population reste invariablement celle du 1er janvier; et, si on avait plusieurs dénombrements dans le cours de l'année, on prendrait la population moyenne (P). Ainsi, comme on a ordinairement la population au 1er janvier (A) et celle du 51 décembre, soit (Z), on peut donc, pour avoir (P) avec plus d'exactitude, prendre (A -+- Z) |; de même, et par suite, comme en pratique, les entrées (E) et les sorties (l) (décédés compris) ne sont jamais parfaitement identiques, au lieu de (E) on prendra aussi (E -f--) v» et on aura alors le rapport (A -+- Z) {/(E -+- 2) * ou simplement A -+- Z/E H- 1 pour valeur du temps du séjour moyen, si l'on suppose la population à peu près constante dans le cours de l'année.

67. On peut encore appuyer cette formule sur la remarque suivante : la population (P), moyenne d'un asile, est évidemment égale au nombre des individus qui y entrent (E), multiplié par le temps qu'ils y restent (t), d'où P = E X t et par suite t = P/E. Cette formule est fort connue des statisticiens, car c'est justement celle qui, dans une population supposée stationnaire (et c'est à bien peu près le cas général des maisons de détention), donne la vie moyenne, c'est-à-dire la durée moyenne du séjour de chacun de nous parmi les vivants. €ette formule P/D ou P/N est justement identique à la nôtre ; en effet (A -f- Z) { est la population moyenne des maisons pénitentiaires ; N ou les naissances sont les entrées E; D, les décès, représente les sorties 2, et, dans le cas où il n'y a pas égalité entre ces deux termes, Pirce et ensuite M. Ch. Dupin ont proposé,

•comme nous, de prendre une moyenne arithmétioue entre ces deux termes (N-t-D)f

Cependant cette méthode a cela d'imparfait qu'elle suppose aux mouvements une uniformité qui ne se rencontre guère, et que, par exemple, elle ne tient pas compte de l'influence des saisons qui retardent ou accélèrent les mouvements, et ces irrégularités peuvent modifier sensiblement la population moyenne. Heureusement que, pour les besoins de la comptabilité financière, toujours infiniment plus soignée que celle des hommes, les administrations calculent, et, le plus souvent, publient les journées de présence de chaque année pour l'ensemble des détenus, de sorte qu'en divisant ces journées (J) par les 365 jours (J/565), on a avec toute précision le nombre moyen des détenus, ou la population moyenne (P) en un jour quelconque de l'année. Mais, en vertu de ce que nous avons établi, et supposant comme ci-dessus les entrées égales aux sorties (E = 2), en divisant cette population moyenne par les entrées dans l'année1, nous aurons évalué en année la durée du séjour, ou bien, en divisant les journées de présence par ces entrées, nous aurons la même valeur évaluée en unités 565 fois moindres, c'est-à-dire en jours.

XIV. 68. Mortalité par malade. On comprendra facilement que cette détermination n'a pas de précision. Pour lui en donner, il faudrait que l'on s'entendit sur la définition du malade ; il faudrait en outre que chez ces malades, les rapports de sexe et d'âge fussent toujours les mêmes. D'ailleurs, mieux que toutes les explications, les chiffres suivants montrent assez qu'il n'en est pas ainsi.

Dans les mutualités, ouvrières, on compte en moyenne 44 décès par 1 000 malades dont la maladie a en moyenne une durée de 20 jours; ici la maladie doit être cause d'incapacité de travail durant plus de 5 à 5 jours et dans les conditions d'âge déjà indiquées, p. 778.

Dans l'armée, dont nous avons fait connaître la composition au point de vue de l'à^e, il y a en moyenne 24 à 26 décès par 1000 malades admis dans les hôpitaux pendant une durée moyenne de 28 à 29 jours sur le territoire français ; il y a en outre des réformés en nombre triple ou au quadruple des décès. En Algérie,

* Donnons quelques exemples de ces déterminations. Je trouve dans le mémoire cité de "M. Lona, dans los bagnes, dans la période décennale 4852-63, le mouvement annuel moyen de ces établissements.

Au 1er janvier cm y comptait 35 880 individus; il en est entré dans Tannée moyenne 14 2118, sorti 15 445 (dont l 067 par décès), il en restait au 1er décembre 54 755, et l'administration y a relevé 12 415 600 journées de présence. Comme les entrées ne sont pas précisément égales aux sorties, suivant la formule ci-dessus (E-f-Sj'/a- nous prenons pour population moyenne la demi-somme des existants au début et à la fin de l'année ; nous aurons, comme population des' bagnes pendant cette période, 54 39o individus qui, à raison des ' 067 décès annuels, donnent une mortalité de O.OSH (soit 31,4 par 1000 galériens). Mais si nous nous servons de la formule J/5G5 qui, avons-nous dit, donne plus précisément la population moyenne, nous trouvons 54,010, et, en conséquence, une mortalité de oosil (soit 3i,4 par 1 000). On voit donc que les deux méthodes se rapprochent fort ; je tiens la seconde comme plus près de la vérité.

Le calcul de la durée moyenne du séjour, par la formule P/E, serait très-exact et très-rigoureux si les sorties égalaient les décès; nous estimons qu'on doit pourtant se rapprocher -notablement de la vérité en prenant, au lieu du diviseur E, */s (E + S) = 15 872 dans notre

mo

xemple ; on aura alors pour durée moyenne du séjour en année, suivant la population ..ioyenne adoptée (54 500 ou 51 0101, 2,472 en nombre décimal d'années et millième d'années (2 ans plus 172 jours ou 902 jours) ou 2,45 (2 ans 164 jours ou 894 jours) ou de suite évalué en jours par la division de J = 1241366'i journées de présence par */, (S + E). On voit q le

Jes deux méthodes donnent des résultats très-rapprochés.

il n'y a que 20 décès par 1 000 malades, sans doute par suite des évacuations en France.

Enfin, dans les hôpitaux civils qui renferment des malades de tout âge, notamment des vieillards, et le plus souvent des malades atteints de maladies graves avec une durée moyenne de séjour de 22,13. Ces malades ont donné à Paris (1855-62) 114,15 décès par 1 000 malades : 56,9 dans les services de' chirurgie (avec un séjour de 20,96) et 133.6 dans ceux de médecine (avec un séjour de 25,6). Je rappellerai seulement que, pour trouver ce coefficient, il fau' diviser les entrées par les décès, et que la durée moyenne du séjour s'obtient en divisant les journées (J) de pi ésence parles entrées dans l'année (E) augmentées des présents (A) le 1er janvier, ou mieux par la demi-somme des présents le 1er janvier et le 31 décembre \ (A+Z).

En effet, les présents au commencement de l'année, reçus l'année précédente, sont des entrées que l'on peut considérer comme ayant déjà fait en moyenne un demi-séjour dans l'hôpital ; il en est de même des présents au 31 décembre qui passent à l'année suivante. C'est pourquoi la demi-somme de l'ensemble de ces malades qui ont fah un demi-séjour, peut être prise pour des malades ayant fait un séjour entier; ce serait donc une erreur qui diminuerait indûment la durée moyenne du séjour si, à l'imitation de quelques statisticiens et des rédacteurs de la statistique de France (voy. Statistique de l 'Assistance publique en 1854-61), on ajoutait aux entrées dans l'année les présents au 1er janvier et les présents au 31 décembre.

XV. 69. Mouvement de la mortalité dans le temps. La chance de mourir ne varie pas seulement suivant les lieux, c'est-à-dire dans l'espace; dans le même lieu, elle varie aussi suivant les temps considérés. Ces variations sont de deux ordres :

Les unes sont accidentelles, et, par suite, sous l'influence de causes passagères : épidémie, guerre, disette on seulement chèreté, chaumage, etc. (voy. France).

Les autres sont ou permanentes ou plus ou moins durables : tels les progrès des sciences médicales et bygiéniques, ceux de l'instruction destructive des préjugés soit directement malfaisants, soit indirectement et seulement parce qu'ils l'ont perdre aux malades le temps et l'argent qu'ils auraient pu mieux employer.

Les variations accidentelles sont mesurées par la mortalité annuelle (et même mensuelle s'il s'agit de causes très-passagères) ; nous les étudierons avec soin à notre article France.

Les autres mouvements permanents, ou plus durables, ne sont ordinairement appréciables, et certainement mesurables, que par la considération des moyennes de périodes plus longues, cinq ou dix ans par exemple, moyennes qui dégagent ces mouvements continus des oscillations annuelles. Notre 1er tableau numérique (page 758) donnant la mortalité générale des diverses nations de l'Europe par périodes décennales et notre £ 16 (p. 759), fournissent quelques exemples de ces mouvements permanents, notamment en Fiance et en Suède, dont les mortalités vont graduellement s'attéuuant depuis 1801; de telle sorte qu'en France, de 28, G décès [ar 1 000 habitants, dans la première période 1801-10, la mortalité est tombée, par une diminution continue, à »a,83 dans la dernière 1861-69. A un mouvement si constant il faut des causes constantes; nous les étudierons avec soin à nos articles France et Suède. Disons seulement ici que, parmi ces causes, les unes sont directement modératrices de la mortalilé : les progrès de l'hygiène, ceux de l'aisance et de l'instruction tant publique que médicale; mais

<d'autres atténuent la mortalité générale sans diminuer les chances de mort <le chaque âge! Ce sont les modifications qui se font dans la composition des vivants. Par exemple, le même tableau numérique (p. 758) nous montre la natalité baissant en France de 32,9 à 26,3; ainsi, il y a maintenant beaucoup moins de naissances, et, partant, moins déjeunes enfants du premier âge dont la mortalité est toujours si considérable ; de là un moindre nombre de décès, et, par -suite, une mortalité générale plus faible, sans qu'il en résulte nécessairement une diminution de la mortalité de chaque âge, comme on aurait pu être porté de l'induire par une vue superficielle. Nous ne disons pas que cette atténuation des dangers de mort de chacun n'ait pas eu lieu, nous disons qu'elle ne peut ■être nécessairement conclue de la diminution de la mortalité générale; de plus, nouspou\ons affirmer que cette diminution, si elle existe, n'est pas aussi grande •que le ferait supposer cette atténuation de la mortalité générale, car une partie de cette diminution est, à coup sûr, le résultat du moindre nombre des enfants en bas âge. 11 est vrai que le nombre des nos vieillards s'est accru, et que cet accroissement d'une population à lourde mortalité a pour résultat nécessaire l'accroissement de la mortalité générale ; cependant, le nombre croissant des individus constituant la population sénile n'a qu'un faible effet sur l'ensemble, et •surtout ne saurait coutre-balancer l'influence maîtresse de la première enfance, dont les représentants sont bien plus nombreux. C'est pourquoi, en France, une partie de l'atténuation de la mortalité générale doit être regardée comme un résultat très-complexe, mais auquel le moindre nombre de nos enfants du premier âge a une part importante.

Quoi qu'il en soit, il résulte évidemment de cette discussion que, pour se faire une juste idée de l'atténuation des chances de vivre ou de mourir dans les temps successifs, c'est bien moins la mortalité générale que la mortalité de chaque âge qu'il faut consulter. Malheureusement, cette recherche ne peut pas être poursuivie depuis bien longtemps, puisqu'elle nécessite la double connaissance des décès ■el des vivants qui les ont fournis à chaque groupe d'âge, et que nous n'avons <ces détails nécessaires à cette recherche que depuis peu (1851), et encore avec une précision qui laisse beaucoup à désirer. Cependant nous avons pu, dans notre tableau figuré (p. 728), rapporter comparativement la mortalité de la période 1840-59 avec celle de la période 1857-66; l'inspection de ce tableau montrera, d'une part, que, de la plus ancienne période à la plus récente, à partir de la 2e année jusqu'à la 50° pour les hommes, et la 60e pour les femmes, s'est atténuée à chaque âge ; mais, d'autre part, pour la première année de vie et pour nos vieilles gens, elle s'est aggravée. Nous approfondirons ces problèmes importants à l'article France. Disons seulement ici que, pour la première enfance, si on divise l'intervalle 1810-69 en trois périodes décennales, ou découvre que l'accroissement de la mortalité du premier âge (0 à 1 an) a été singulièrement régulier, pour les filles aussi bien que pour les garçons, chez lesquels il est pourtant un peu plus prononcé. Ainsi, la dîme mortuaire, qui était de 1GO décès par 1 000 naissances vivantes en 1840-49 (170, 1 pour les garçons, 148,4 pour les filles), s'est élevée à 1«8,« dans la période 1850-59 M 85 pour les garçons et 158 pour les filles), et à 1*5,3 dans la dernière période suivante 1860-69 (189 pour les garçons et 161 pour les filles). De plus, nous montrerons à l'article Fkance que, depuis 1853, où l'on a ces détails plus analytiques, cette aggravation a été plus marquée dans les villes que dans les campagnes, et tout particulièrement pour les illégitimes des villes ; mais ces accroissements n'ont guère commencé qu'après

790 MORTALITE.

le premier mois de vie. Voilà les mouvements de la mortalité qu'il faudrait pouvoir suivre à tous les âges depuis le siècle passé, mais l'imperfection des documents rend cette recherche fort difficile, et féconde en mésaventures. Il nous suffira de rappeler ici celle du capitaine H. Carnot (le fils du grand citoyen de ce nom) qui, remarquant que le nombre des décès de 20 à 50 ans, comparé à l'ensemble des décès, était notablement plus grand de nos jours qu'au commencement du siècle, crut pouvoir conclure à un accroissement de la mortalité de 20 à 50 ans,, tandis que ce plus grand nombre de décès de 20 à 50 ans, relativement aux décès des autres âges, résultait seulement du plus grand nombre relatif des jeunes gens de cet âge existant aujourd'hui surtout dans les villes, que H. Carnot prenait le plus souvent pour base de ces calculs. S'il eût interrogé nos plus anciens documents laissés par Messence, Moheau (Monlyon?), Duprès-Saint-Maur, Duvillard, qui ne paraît avoir fait que réunir les documents, et enfin Necker, comme nous avons essayé de le faire dans nos Conclusions statistiques contre les détracteurs de la vaccine1, en 1857, notamment p. 82, il y aurait vu qu'à la fin du siècle passé la mortalité des enfants au-dessous de 14 ans était de 55 décès par 1 000* vivants, et qu'elle n'est plus que de 38; que, pour l'ensemble de la population au-dessus de 14 ans, cette mortalité était de plus de 26 décès par 1 000 'vivants, et qu'elle n'est plus que de 2© à 22; que, par conséquent, ayant diminué en ces deux grands groupes d'âges, le plus vraisemblable est qu'elle a diminué aussi pour la plupart des .sous-groupes d'âges qui les composent ; et, en tous les cas, à moins d'une preuve directe et péremptoire, il n'y a aucune raison pour soupçonner le contraire. Nous terminerons par cette analyse donnée comme exemple, d'une part, de la méthode et des discussions auxquelles il convient de soumettre les documents et les apports qu'ils fournissent, et de l'autre des erreurs à éviter, car nous reviendrons sur cet intéressant problème, en traitant de le démographie de la France.

XVI. Conclusions. Il résulte de cette longue suite d'analyses: D'une part, que la détermination précise de la chance de mort dans un tempsdéterminé est plus difficile qu'on ne l'avait cru, qu'elle est entourée de beaucoup de pièges ; et ce préjugé de facile détermination a fait commettre beaucoup d'erreurs ou de confusions que nous nous sommes appliqué à signaler, travail utile, nous le croyons, mais d'une rédaction ardue et, malheureusement aussi,. d'une lecture aride.

D'une autre part, que chacune des conditions de l'existence, sitôt que l'on par» vient à l'isoler, témoigne d'un effet marqué sur la mortalité ; les circonstances qui, a priori, paraissent sans rapport avec la chance de vie et de mort, telles que le célibat, le mariage, le veuvage, sont souvent celles qui se révèlent comme douées des influences les plus puissantes. Toute condition nouvelle de vie subie par un groupe naturel ou artificiel devrait donc pouvoir être étudiée au point de vue de sa mortalité, car très-vraisemblablement il a sa mortalité propre. Quand nous pourrons ainsi analyser la quote-part de chance de vie et de mort que nousfait chacune des conditions de notre milieu, une notion nouvelle et singulière pourra en être dégagée. Aujourd'hui en effet nous pouvons prédire avec une approximation très-grande combien il reste d'années à vivre à un groupe, par exemple de 1 000 000 d'hommes ; notre prévision ne perdra rien de sa rigueur si, au lieu d'un million, on ne nous donne que 10 000, mais à un âge déterminé,

1 Grand in-12, chez V. Masson.

par exemple de 30 à 55 ans. Si on nous renseigne sur la condition d'aisance, sur la profession, nous pourrons encore être moins exigeant sur le nombre des individus nécessaires pour asseoir nos prévisions ; si on nous dit leur sexe, leur état civil, la limite pourra encore être resserrée, et ainsi de suite, à mesure qu'une des influences subies par le groupe étudié sera connue et mesurée dans ses effets sur la vitalité ; les prévisions de la science se particulariseront, elles s'appliqueront plus directement à un nombre plus circonscrit d'individus, et l'enseignement pratique que ce petit groupe pourra en retirer pour éloigner les causes de mort prématurée deviendra de plus en plus précis. 11 n'y a pas lieu d'assigner où peut s'arrêter cette prescience de l'avenir touchant la vie ou la mort assignable à un groupe pouyant devenir de plus en plus petit à mesure que notre analyse pourra atteindre et mesurer un nombre de plus en plus grand des conditions de nos existences : la limite dont on se rapprochera sans cesse sans jamais l'atteindre, je le veux bien, c'est l'individu. Le raisonnement ci-dessus nous conduit invinciblement à cette conclusion, qui au fond ne répugne nullement à nos connaissances biologiques.

Nous savons que nos maladies et nos causes de mort se rangent sous deux chefs : celles qui ont leur raison d'être dans le milieu où s'agite la vie, et celles qui viennent des ancêtres (voy. Mésologie). Les influences imaginables ayant leur racine à l'une ou l'autre source, forment par leur enlacement le tissu dont sont faites nos destinées ; chacune pourra à son tour être saisie, isolée, étudiée et mesurée par la biologie et la statistique. Je n'en conçois aucune d'invinciblement rebelle; nous pourrons donc aller en serrant de plus en plus ces conditions, débrouillant de plus en plus ce que nous pouvons appeler de nos jours les inextricables influences qui déterminent nos existences individuelles! et, fruit immédiat,, en retenir, en consolider de plus en plus les favorables, en rejeter, en neutraliser les nuisibles. Voilà pourquoi il importe que les hommes de science, qui seuls aujourd'hui peuvent concevoir combien est féconde cette voie scientifique, réclament des pouvoirs publics une analyse de plus en plus détaillée des conditions ambiantes et héréditaires qui pèsent sur nos organismes. Gomme exemple, nous ne formulerons plus qu'un vœu. Nous avons montré la grande influence du célibat, du mariage et du veuvage (voy. art. Mariage). Il nous parait vraisemblable que les secondes noces surtout, étudiées avec analyse de l'âge respectif des époux, ne seraient pas moins instructives, — que l'hygiène publique, et surtout privée, aurait beaucoup à apprendre, par exemple, du nombre des années réservées à un

homme mûr qui épouse une jeune femme il faudrait, pour cette enquête et

pour toutes les autres, ce qui de nos jours a été institué en Belgique, que chaque citoyen fût immatriculé, c'est-à-dire eût son compte ouvert sur les registres de l'état civil. Une telle mesure, dans un pays de sutfrage universel, ne serait pas moins favorable à l'ordre public qne féconde en enseignement scientifique... Ce n'est au fond qu'une simple modification de la comptabilité de nos registres d'état civil, qui en ferait une source de connaissances d'une portée incalculable pour l'avenir des collectivités.

Pour compléter ce travail, voyez les articles: Survie (tables, etc.), Population, Décès (âge moyen, etc.), Vie moyenne et Vie probable. Bertillon.

Bibliographie. — Dr Bertillon. Démographie figurée de la France, série Mortalité, selon le sexe, l'âge, l'état civil, etc., en chaque département, et pour la France entière comparée aux pays étrangers; atlas composé de 58 cartes ou tableaux annotés, et 8 pages de texte grand in-folio. Paris, 1874. Pour le reste, voyez Démographie.

ADDENDUM

MOXFALCON (jean-Baptiste). Une des gloires médicales les plus pures de la grande cité lyonnaise, où il naquit le 11 octobre 1792. Il vint achever à Paris ses études médicales commencées à Lyon et prit, en 1818, le grade de docteur. C'est alors que sous le nom d'un oncle supposé, il fit insérer dans le Dictionnaire encyclopédique des sciences médicales, un grand nombre d'articles très-goùtés. Cette petite supercherie ayant été reconnue, il va sans dire que Monfalcon n'en continua pas moins sa précieuse collaboration. De retour dans sa ville natale, possédant déjà une notoriété scientifique, ses travaux, son mérite fixèrent si bien sur lui l'attention des autorités, qu'il devint successivement médecin de l'Môtel- Dieu (1825), médecin des prisons, membre du conseil de salubrité (1851), médecin en chef de la Charité (1842). Bientôt ses recherches d'érudition lui faisaient obtenir la place de conservateur de la bibliothèque du Palais des arts (1841) et enfin celle de bibliothécaire en chef do la ville de Lyon.

Ces différentes fonctions, les soins qu'elles exigeaient, n'avaient fait que .redoubler son ardeur pour le travail. Mais il ne bornait pas son activité aux seules questions scientifiques, il s'était lancé, en même temps, sur le terrain de la politique ; c'était après 1850, époque où la ville de Lyon se trouvait dans un état étrange de fermentation; Monfalcon prit, dans un journal, la défense du gouvernement, et, plus d'une fois il eut à soutenir ses opinions l'épée à la main. En 1855, il court à Marseille, que décimait alors le choléra et ne retourne à Lyon que quand l'épidémie a cessé; riche des matériaux qu'il a recueillis il publie un excellent ouvrage sur le fléau asiatique. Depuis lors, la vie de Monfalcon n'est plus qu'un labeur incessant : travaux de médecine, d'érudition et de philologie remplissent tous ses instants. Mais il s'attache particulièrement à l'histoire de sa ville natale, sur laquelle il publie de vastes et importantes recherches. Ce savant si distingué, ce médecin si dévoué à l'humanité, est mort le 5 décembre 1874, à l'âge de quatre -vingt-deux ans, conservant jusqu'à la dernière heure ses brillantes facultés. Monfalcon était officier de la Légion d'honneur, chevalier de l'Aigle rouge de Prusse, membre de l'Académie de médecine et d'une foule de Sociétés savantes, nationales et étrangères (Jeandet, J. desconn. méd. prat., févr. 1875).

11 faut faire deux parts des écrits de Monfalcon : les uns purement médicaux, les autres d'érudition et d histoire.

Les premiers ont été, pour la plupart, composés dans des conditions spéciales et notamment pour des concours ouverts par des sociétés savantes. En tête de ceux-ci, se distingue : l'Histoire médicale des marais, couronnée par la Société de médecine d'Orléans, et honorée d'une médaille en or par l'Académie des sciences de Lyon, ouvrage demeuré classique. Nous devons encore citer comme journellement consultés et cités, le beau travail qui lui est commun avec Polinière sur la salubrité des grandes villes, et celui non moins remarquable sur les enfants trouvés, fait en collaboration avec Terme.

ADDENDUM. 793>

Parmi ses compositions historiques il faut, par-dessus tout, distinguer l'histoire de la ville tic Lyon, d'abord eu deux volumes, puis refaite, et augmentée d'une foule de travaux sur la grande cité lyonnaise, et complétée en neuf volumes, grand in-4° (1866-69), véritable travail de Bénédictin, digne de son presque homonyme D. Montfaucon, et qui lui coûta vingt années d'un travail sans relâche. N'oublions pas son livre sur les devoirs et les droits des classes laborieuses ; son Atlas historique de la Révolution française (sous le nom d'A. Robert) ; ses belles éditions polyglottes d'Anacréon, d'Horace avec traduction nouvelle, de l'Imitation de Jésus-Christ, etc, etc.

Nous citerons de Monfalcon :

I. De l'influence que l'âge exerce sur l'habileté du médecin. Thèse de Paris, 1818, n° 164. — II. Lettre à M. Broussais sur la nature des phlegmasies qui surviennent à la suHe des grandes opérations chirurgicales. In Ann. de la méd physiol., t. II, p. 455; 1821. — III. Déterminer l'influence de Vanatomie pathologique sur les progrès de la médecine (avec Ladevèze). In Journ. compl. des se. méd., t. XI, 1821 . — IV. Quels sont les vices de l'organisation actuelle des hôpitaux de Lyon (avec Ladevèze). Ibid., t. IX, X; 1821 et t.. XIV, 1822. — V. Essai pour servir à l'histoire des fièvres adynamiques et ataxiques. Lyon, 1823, in-8°. — VI. Déterminer les caractères de l'adynamie dans les fièvres putrides (mëm. cour par la Soc. d'émulation de Liège). In J. compl. des sciences méd., t. XVI, XVII ; 1823. — VII. Histoire médicale des marais et des maladies, causées par les émanations des eaux stagnantes (ouvr. cour, par la Soc. des se. d'Orléans). Paris, 1824, in-8°; et 2e édit., refondue sous le titre : Hist. méd. des marais et des fièvres intermittentes, etc. Paris, 1826, in-8°; trad. allem. par Heyfeldkr, Leipzig-, 1825, in-8°. — VIII. Précis de l'hist. de la médecine et de bibliographie médicale. Taris, 1826, petit in-18; 2° édt. corrigée et augm. sous le titre : Précis de bibliographie médicale. Paris, 1827, in-12. — :X. Histoire du choléra observé à Marseille en 1855 (avec Levrat). Lyon, 1835, in-8", tabl. -'. — X. Hist. des enf. trouvés (avec Terme);, (ouvrage cour. parl'Acad. française). Paris, 1837, in 8°, 2e édit. intitulée : Hist. statistique et morale des enfants trouvés. Lyon. 1840. in-8°, tabl. — XL Hygiène de la ville de Lyon, ou opinions et rapports, etc. (avec Polixière). Paris, 1845, gr. in-8°. — XII. Traité de la salubrité dans les grandes villes, suivi de l'hygiène de Lyon (avec Polinière). Lyon et Paris, 18ïG, in-8°. — XIII. De l'épidémie qui a régné en Hollande, trad. de l'ail, de Fricke.. Paris, 1828, in-8°. — XIV. Plus de quatre-vingts articles dans le diction, des sciences méd. ;. une soixantaine de notices biographiques dans la Biographie médic. de Joubdan, etc., etc.

E. Bg».