I. — ESSAI DE STATISTIQUE, § I

Les listes démographiques par nombre de baptêmes et d'enterrement, étaient confectionnées par les pasteurs, dans chaque paroisse, réunies par les inspecteurs et centralisées aux consistoiresrégences. Les pasteurs devaient chaque année indiquer le nombre de baptêmes, enterrements, mariages; la proportion des enfants illégitimes aux légitimes, et le chiffre des personnes mortes à plus de 90 ans : tous renseignements qu'ils devaient noter au jour le jour dans les registres de leur église (1). Bien qu'ils aient mis souvent une certaine négligence à dresser leurs relevés statistiques, les renseignements qui nous sont parvenus, grâce à eux, sont souvent plus précis que ceux des fonctionnaires financiers. Sans doute, il faut admettre que le nombre des baptêmes correspond exactement à celui des naissances et celui des enterrements à celui des décès; mais la divergence ne peut être que minime. Les listes dressées par les pasteurs ont le grand avantage de fournir trois séries de chiffres qui se contrôlent et se corrigent les uns par les autres. Les statisticiens du dix-huitième siècle, considérant qu'il mourait une personne sur 36, qu'il en naissait une sur 26 ou 30 et qu'il y avait un mariage par 107 ou 110 habitants, multipliaient le nombre des décès par 36, celui des naissances par 26 ou 30 (éventuellement, celui des mariages par 107 ou 110) et prenaient la moyenne arithmétique entre les trois produits ainsi obtenus, pour arriver au chiffre total de la population (2). Évidemment, il ne faut voir, ici encore, dans ces multiplicateurs, que des moyennes assez grossièrement obtenues, par tâtonnements empiriques. Le chiffre de la nuptialité, trop variable, est souvent une cause d'erreur, et, dans bien des cas, il convient de n'en pas tenir compte. De plus, les proportions admises pour la mortalité et la nuptialité supposent, semble-t-il, une mobilité excessive dans la population (3). En d'autres termes, si par exemple il naît chaque année moins d'un enfant par 26 ou 30 habitants, le multiplicateur admis est trop bas, et conséquemment trop bas aussi le chiffre qu'on en déduit pour la

(1) 25-2 1718, 25-1 1720, 19-2 1722, 19-2 1725.— Cf. Livre IV, chap. 3, S a.

(2) Voy. notamment Hertzberg, p. 432.— En règle générale, nous avons adopte les chiffrés de 26 pour la natalité, 36 pour la mortalité et MO pour la nuptialité. — Suivant Cari von Noorden, Europaeische G. im Achtzehnten Jatu-hunderl, t. 1 (Leipzig, 1870, 8"), p. 68, les statisticiens anglais du di.\-huitième siècle procédaient lie la même manière, tout en raisonnant différemment. Ils multipliaient le chifl're des décès annuels par 30, parce que la moyenne de la vie humaine étant estimée à 30 ans, chaque mort représentait par an une quotité de 30 vivants.

(3) Nous entendons ici par nuptialité, mortalité, natalité, le rapport des mariages, décès et naissances au nombre de la population. Si par exemple on représente par P la population, D le nombre des décès et M la mortalité, M= P : D. Dans la langue statistique contemporaine, le terme de mortalité a un autre sens et se calcule suivant la formule : M = (U X 1000) : P. De même pour natalité et nuptialité.

totalité do la population. Enfin, la mortalité et la natalité sont loin d'être constantes suivant les époques et les endroits. Il peut arriver que les naissances ou les décès soient plus ou moins élevés, d'une année îi l'autre, sans que p(uu"taîit le total de la population subisse de variation sensible. Pour obvier à cet inconvénient, Siissmilch avait imajjriné de calculer la moyenne des naissances ou des décès pendant une période variable de cinq à dix ans : la correction portait ainsi sur 1<' multiplicande, quand elle aurait dû porter sur le multiplicateur; de plus, le résultat auquel on arrivait ne pouvait être localisé que dans une période dannées, et non dans une année déterminée; mais, faute de mieux, il était évidemment plus exact que les évaluations basées sur les chiffres dune seule année. Aussi avons-nous de préférence adopté les totaux moyens de Siissmilch.

11 nous est malheureusement impossible d'indiquin-, ici, pour les chifTresqui vont suivre, toutes les sources qu'il nous a été loisible de consulter, et tous les procédés que nous avons employés. Il faudrait plusieurs références, et souvent môme une discussion assez lon}j:ue pour chaque chiffre. Tout en admettant, en principe, les procédés de l'école de Sûssmilch, — car ce sont encore les seuls qui conviennent aux renseignements tels ({u'ils nous sont parvenus — il nous a fallu sur bien des points les compléter. Souvent le chiffre sur lequel l'évaluation devait être fondée ne pouvait être accepté, cf)mme visiblement erroné : il fallait le corriger ou le rejeter. Ou bien, étant données deux ou plusieurs évaluations établies par des données et des i)rocédés dilTérents, il fallait les comparer, choisir celle qui semblait avoir le plus d'autorité ou en cas d'avitorité égale établir ime moyenne. Ce dernier procédé peut être qualilié de probabilisme statistique; il est aisé d'en critiquer l'usage, mais non les résultats. Du reste, les totaux auxquels nous avons abouti . concordent entre eux et avec ceux (pii sont conununément admis.

Fassmann a i)ublié deux listes générales démograiiliiques des Ktats prussiens, par baptême et décès, pour 1711» cl 1720 (1). La liste de 1719 semble contenir les totaux de quinze mois au lieu de douze. I^i liste de 172(1 est plus exacte. Siissmilch a dressé une moyj'unedes listes établies dans les dix dernièn^s années du règne : elles permettent dévaluer approximativement le total de la jxipulation prussieime vers HW) (2). 11 y a entre la liste de 1720 et celle de Siissmilch une très remarquable concordance. Pour la répartition de la population urbaine et rurale, nous nous sommes servis des

1 P';i5nmann. 1. COf>. sq. cl '2, 7ii, sq.

.' Su!tMnilch,r/ic gœlll. Orrinum/. I. Appendice, p. 83, sqq.