filles

Coefficient :

Coofficient :

Coefficient :

Coefficient:

Tels sont les chiffres auxquels nous ont conduits nos

calculs, pour toutes les séries de quelque étendue. Nous

croyons leur donner un aspect plus démonstratif en les disposant en un tableau à double entrée. Voici donc ce-

lui-ci :

30 ans) sont trop faibles pour être reproduits ici. (2) Les groupes I, I, IN et IV (pères au-dessous de 40 ans) sont trop faibles pour être reproduits ici.

(1) Les groupes I (père de moins de 25 ans) et If (père de 25 à

| Age de Ia mère Age du père TUE ar vom 0 Pas NE SU UN ee = | moins 20 25 30 35 | 40 ans de 20 ans|à 24 ans|à 29 ans|à 34 ans|à 39 ans| et plus | || Moins de 25 ans. . 105 | 109 | 108

2OANRO FANS . 102 103 100 107

204194 4ns 6e 2 108 106 100 104

85 à 39 ans … . . 111 105 104

A0 à 44 ans. > 96 97 95

45 R49 ans. , . . 107 | 109

Ce tableau donnera lieu de notre part à plusieurs séries de remarques. Considérons d’abord les âges absolus des deux auteurs. Le coefficient de masculinité est élevé, quand ces âges sont simultanément ou au-dessous, ou au-dessus de la moyenne : il est de 105 à 109 pour les parents très jeunes, de 107 à 109 pour les parents âgés. L'explication en est aisée dans notre théorie : ces conditions ne sont pas celles de la plus grande vigueur pour les époux ; elles doivent done donner un excédent de garcons.

Considérons maintenant les âges relalifs des deux auteurs. Il est intéressant, dans notre théorie, de fixer le point où le coefficient de masculinité tombe à son minimum. Car c’est icelui qui doit correspondre aux conditions les meilleures, celui que l’on peut considérer comme le point optimum. Pour le déterminer, on peut ordonner les résultats ci-dessus trouvés, soit par rapport à la mère, soil par rapport au père.

En ordonnant par rapport à la mère, on trouve que le coefficient de masculinité est minimum :

Pour une mère de moins de 20 ans, avec un père de25à 29. 4102 » » 20 à 24 » » 25à 29. 103 » » 25 à 29 » » 25àa 29. 100

Pour une mère de 30 à 34 ans, avec un père de 30 à 34 100

» » » » ou » 40 à 44. 96 (1) Pour une mère de 35 à 39 ans, » 40 à 44. 97 » » 40 ou plus » 40 à 44. 95

En somme, pour les mères les plus jeunes, le coefficient minimum se trouve dans le cas d’union avec un père légèrement plus âgé; pour les autres mères, il se trouve dans le cas d'union avec un père sensiblement du même âge.

En ordonnant maintenant par rapport au père, on trouve que le coefficient de masculinité est minimum :

Pour un père de moins de 25 ans, avec une mère de moins de20. 105

» » 25 à 29 » » 25 à 29. 100 » » 30 à 34 » » 30 à 34. 400 » Sn ‘> 2012169 » » 201 00, 104 > » 40 à 44 Sr » 40 ou plus. 95 » » 45 à 49 » » 35 à 39. 107

La conclusion est que le minimum se trouve, pour les pères d'âge moyen, dans des unions avec des mères du même âge ; pour les pères les plus jeunes ou pour les moins jeunes, dans des unions avec des mères un peu moins âgées. Les deux façons d'ordonner les résultats conduisent naturellement, sur tous les points où la coïncidence était possible, à des résultats concordants.

(1) De ces 2 chiffres, 100 et 96, le premier est le plus important à considérer, parce qu'il a été obtenu avec des groupes trois fois plus forts (15.000 unités, au lieu de 5 000).

La conclusion qui se dégage de lout cela, e’est qu’une égalité d’âäge approximative entre les époux aurait plus de chances que tout autre rapport d'âges, d'amener l'égalité approximative du nombre des garçons et du nombre des filles issus de ces unions.

Nous avons voulu soumettre celte conclusion à une vérification par une autre méthode. L'Annuaire statistique de la ville de Paris nous en fournit le moyen. Car, après avoir donné les tableaux dont nous l'avons tirée, il en donne chaque année un autre, plus petit, dans lequel il indique le nombre des garçons et celui des filles d'après la différence d'âge des époux légitimes. Nous avons opéré sur ce dernier lableau, en nous plaçant dans des conditions qui fussent assez différentes des précédentes pour éviter la coïncidence, mais assez analogues toutefois pour permettre le contrôle. Dans ce but, nous avons celte fois considéré, non plus les enfants nés vivants seuls, mais l'ensemble des nés vivants et des morts-nés. Et, de plus, nous avons envisagé, non pas les dix années 1896-1905, mais les années comprises dans le xx° siècle pour lesquelles l'Annuaire nous renseignait, c'est-à-dire les huit années 1901-1908 (1). En procédant de la sorte, nous avons formé le tableau suivant (page 170)

Nous n'avons pas jugé utile de faire entrer dans ce tableau les cas extrêmes : celui où le mari a plus de quinze ans de plus que la femme, et celui où la femme a plus de cinq ans de plus que le mari. Car chacun d’eux comple moins de mille unilés par an, et répond à une silualion relativement rare.

(1) Le volume donnant les chiffres de 1909 n'a paru que postérieurement.

CHAP. X. — INFLUENCES ORGANIQUES à MOT

EE OODDOCOCCEEEEEZEZEZEZ————————

Différenoe d'âge entre les époux Garçons Filles Cuefficient Le mari a 10 à 14 ans de plus que

lafemne nc er 17004 15.304 1416 Le mari a 5 à 9 ans de plus que

ES MÉNESS R ENN à T O) 53.947 107,1 Le mari a 4 à 4 ans de plus que

lagfemhe en | 01087 56.685 107,5 ! Le mari à le même âge que Ja

fonte RU UNE til 14.307 11.827 96,1 Le mari a À à 4 ans de moins que ‘

JAN en Ne RE 0 217.606 16.719 106,5

Tel qu’il est, ce tableau met un fait en évidence. C'est que le coefficient de masculinité minimum se trouve dans le cas où les deux époux sont du même âge. Il est même alors particulièrement faible, puisqu'il tombe très notablement au-dessous de 100.

Ce résultat vient donc confirmer d’une façon frappante celui que nous avions trouvé précédemment. Comme les deux masses d’enfants desquelles ils étaient Lirés ne sont pas identiques, il ne faut pas voir ici la simple preuve mathématique de l'exactitude de la première opération. 11 y faut voir ia constalalion biologique d'un état de choses permanent.

On peut donc tenir pour acquis ce résultal que, à Paris, dans les années 1896 à 1908, le coefficient de masculinité minimum se trouve dans Île cas d'égalité d'âge approximative entre les époux. Ce résultat esi fort dilférent de celui que Grünspan a trouvé à Berlin pour la période 1878 à 1903, puisque le coefficient minimum déterminé par lui correspondait à un écart d'âge de 8 à 19 ans. Mais la divergence de ces deux résullats n’est de nature à infirmer ni l'un ni l'autre. Car il se peut

7 ?) Worms. ; 12

parfaitement que dans des milieux aussi éloignés que Paris et Berlin le fait dont nous nous occupons revête des aspects très différents. Et pourtantil n’est pas sans intérêt de noter que, dans l’un comme dans l’autre, il s’est trouvé un même phénomène : c’est que, à un certain rapport d’âges entre les époux (fort différent dans les deux cas, à la vérité), correspondait un coefficient de masculinité minimum, el que au-dessus comme au-dessous de ce rapport le coefficient se relevait. Nous nous garderons d’ailleurs de croire que les chiffres trouvés par nous aient une valeur définitive, même pour Paris. L'avenir seul pourra dire s'ils se maintiennent ou s'ils doivent être modifiés. Jusque-là, tout essai d’interprétation nous paraîtrait prématuré en ce qui les concerne.

D’autres questions pourraient encore se poser, au sujet de l'influence exercée par l’âge des parents sur le sexe de leurs enfants. C'est ainsi que nous avons envisagé jusqu'ici cet âge tel qu'il est au moment de la naissance du rejeton. Mais d’autres investigateurs ont pensé qu'il fallait plutôt le considérer tel qu’il était au moment du mariage. Dans l'enquête statistique sur les familles de fonctionnaires français, dont nous avons déjà parlé et à laquelle nous allons revenir dans un instant, on s’est placé à ce point de vue. La partie de cette enquête faite en 4906 et 1907 a porté notamment sur des ouvriers de l'Etat el des communes ; elle a compris 5.957 cantonniers pour lesquels on a relevé le sexe des enfants et l'âge du père lors du mariage (1). On a ainsi trouvé les coefficients de masculinité suivants :

105,3 pour un père âgé de moins de 25 ans au mariage,

102,7 » 35 ans ou plus »

(1) Rapports au Conseil supérieur de statistique, 1908, rage 38.

Toutefois, ce dernier coefficient n'a été donné que sous de grandes réserves; car les deux groupes d'enfants dont il est Liré sont très petits (185 garçons et 180 filles). Et, d’une façon générale, il nous paraît que, dans cet ordre d'idées, il faudrait des recherches plus étendues pour qu'une conclusion fût formulée avec assurance.

À cette considération de l’âge des parents au mariage, s’en rattache une autre : celle de la durée du mariage au moment de la naissance de l'enfant considéré. Elles sont corrélatives el complémentaires, car en additionnant l’âge des parents au mariage et la durée du mariage on retrouve l’âge des parents à la naissance de leur rejeton. Sur ce dernier élément — la durée du mariage — nous avons des indications suivies dans l'Annuaire statistique de la ville de Paris. Celui-ci, dans les tableaux où il donne les naissances par sexes suivant l'âge des parents, indique aussi la durée du mariage. Nous avons dépouillé ces tableaux à ce dernier point de vue, pour les années comprises dans le xx° siècle. Les années 1901 à 1908 ont fait l'objet de nos calculs. Voici le tableau que nous avons pu dresser, pour l’ensemble des enfants légilimes nés vivants à Paris dans cette période, au point de vue qui vient d'être défini.

Durée du mariage Gareons Filles Coefficient

A rm es ou ru Eat LOU 39.554 104,38

DRE le es re U.008 19.889 105,22

DA Re en as Ce IN 16:00 12210 106,03

Te M DA LC 0010886 12.143 105,70

SA CEE Me CNE NAN REA 34.509 101,85

HOME PE D ERUROE MONS ME | 7 13.892 102,72 POS TOPARSU Te nt on Ne à: 5.228 5.189 100,75 20 ans et. plus. . . .« . + . | 1.624 1.630 99,44

dû ——————.—"————.—.—————.———…—.….….….….….….

Ce tableau met en évidence la baisse du coefficient de masculinilé pour les années comprises dans sa seconde partie. Tandis que le nombre des garçons est en excédent notable pour les quatre premières années de mariage, il surpasse à peine le nombre des filles pour les dix années suivantes, et au delà il ne lui est plus qu’égal ou même tend à tomber au-dessous, mais cela d’une quantité infime. Nous serions porté à interpréter ces faits en disant que l'équilibre des deux sexes parmi les rejetons, lequel nous parait être l’état normal, n’est atteint qu'au bout de quelques années, pendant lesquelles des conditions défectueuses font prédominer les garçons (1). Mais il faudrait des recherches nouvelles pour fixer les idées sur ce point.

Nous croyons qu'il fautrapprocher et distinguer tout ensemble de la question précédente,celle de l'influence que peut avoir, sur le sexe des enfants à naïitre, l’âge des éléments sexuels dont le concours les formera. Nous avons dit au chapitre premier qu'une théorie ingénieuse, due à Thury, avail jadis attribué à l’âge relatif de ces deux éléments le rôle capital. Après avoir eu son heure de vogue, celte théorie semble être tombée dans le discrédit. Les expériences faites sur les animaux domestiques lui ont donné tort, et, naturellement, il ne saurait être question de les reprendre sur des êtres humains.

Mais il y a un aspect sous lequel elle pourrait, chez

(1) Par exemple, le inariage peut avoir été trop précoce. A son début, les époux ne sont pas aussi pleinement adaptés à leur vie commune qu’ils le seront plus tard. Ils sont souvent moins aisés économiquement, à celte date qu’à une période ultérieure. Ils sont moins soucieux d'hygiène générale et d'hygiène sexuelle eu particulier.

eux, comporter le contrôle de l'observation. Voici, en effet, la forme qu’elle tend à revêtir dans certains milieux médicaux où elle se survit. Quand la fécondation de Ja femme a lieu peu après les règles, après la chute de l’ancien ovule, c'est un ovule jeune qui va être fécondé. Le spermalozoïde est donc plus âgé que lui, d'ordinaire. 1] est, par suile, plus fort, et c'est lui qui l'emporte dans la lutte des deux éléments sexuels pour déterminer le sexe du produit. On à donc plus de chances, en ce cas, d’avoir un rejelon mêle. Au contraire, quand la fécondation a lieu longtemps après les règles, l’ovule a eu le Lemps de mürir; souvent plus âgé que le spermatozoïde, c'est lui qui donnera son sexe à l'enfant. — On voit que cette théorie repose sur plusieurs idées qui toutes nous ont paru contestables : celle d’une lutte entre les deux gamèles ; celle que le vainqueur imposera son sexe ; celle que la force respective de ces deux éléments est mesurée par leur âge. — Comment pourrait-on être fixé sur la valeur de cette théorie pour l'espèce humaine ? Il faudrait, pour un nombre de cas élevé, rapprocher la date des règles, de la date de Ja conception et du sexe du produit. Mais comment connaitre la première de ces dates ? Il est bien évident que nos statistiques actuelles sont muettes sur ce point. Seule l'investigation patiente de médecins, soit dans leur clientèle privée, soit dans leurs services hospitaliers, pourrait fournir aujourd'hui des résultats à cet égard. Nous n’avons pas oui dire qu'aucun ait entrepris des recherches positives sur la question.

Enfin, il est encore un problème biologique qu’il convient d'indiquer ici, à propos de la relation du sexe de l'enfant avec l'organisme malernel. Une théorie qui eut son heure de crédit voulait que, des deux ovaires de la

femme, l'un produisit des ovules mâles, l'autre des ovules femelles. On en concluait que, quand le premier entrait en action, le rejeton était un garçon; et que c'était une fille, quand le second opérait. Cette théorie était en quelque sorte symétrique à celle dont nous avons parlé plus haut (1) et d’après laquelle il y aurait des périodes masculines et des périodes féminines dans le fonctionnement maternel. Seulement, la précédente s’attachait à l'alternance des périodes, tandis que celle-ci s'attache à l'alternance des ovaires : l’une se fondait sur la considération du temps,l'autre repose sur celle de l’espace. A vrai dire, elles pouvaient se coinbiner : car rien n'est plus aisé d'admettre que les deux ovaires fonctionnent alternativement.

Seulement, aujourd'hui, on est beaucoup plus embarrassé pour soulenir la dernière. En effet, des faits cliniques sont venus dresser devant elle une objection. L’ablation d’un seul ovaire est actuellement une opération chirurgicale courante. Or, on a plusieurs fois observé que, après cette ablation, la femme opérée avait encore des garçons el des filles. C’est donc que le seul ovaire qui lui restât pouvait produire des ovules et des œufs des deux sexes. Aussi n'entend-on plus guère parler de la sexualité des ovaires.

Pour faire apparaître les aclions biologiques qui peuvent délerminer le sexe d'un enfant, il fallait consi-

dérer en premier lieu les organismes de ses deux au-

(1) Chapitre 1x, dernier paragraphe.

teurs. Mais il n’est pas non plus sans intérêt d'envisager, dans le même but, les relations qui unissent cet enfant aux rejetons divers des mêmes parents.

À cet égard, il faut d’abord distinguer deux cas : celui des enfants simultanés et celui des enfants successifs. Le premier appelle l'examen statistique de la gémellarité. Nous n'avons pas de documents sur les enfants jumeaux pour l’ensemble de la France. Mais nous en possédons pour la ville de Paris. Dans son Annuaire statistique, nous avons constailé d’une façon continue les phénomènes suivants. Les naissances doubles indiquées par cette publication sont au nombre d'environ 350 à 400 chaque année. Leur chiffre exact ne peut pas être donné avec certitude, et les rédacteurs de l'annuaire ont l’impression qu'il est légèrement supérieur au chiffre marqué : car un certain nombre de cas de gémellarité n'ont sans doute pas été déclarés et n'apparaissent pas sur les registres de l’état civil, par exemple parce que l’un des jumeaux était mort-né el ne figure, par suite, qu’au registre des décès, tandis que l’autre, né vivant, a été inscrit au registre des naissances. Quoi qu'il en soit, les jumeaux signalés par la statistique se divisent en trois groupes, qui sont toujours sensiblement égaux numériquement chaque année : dans le premier, les jumeaux sont tous deux masculins ; dans le second, ils sont tous deux féminins ; dans le troisième, l’un est un garçon et l’autre une fille. Il est inutile de chercher à connaitre la proportion numérique précise de ces trois groupes, vu la cause d'erreur qui vient d’être indiquée dans les relevés statistiques et qui vicierait forcément tout calcul. En d'autres termes, deux fois sur trois environ, les jumeaux sont du même sexe; une fois sur trois, de sexes différents. Les naissances triples sont seulement au nombre

moyen de trois à cinq par an. On y trouve toutes les combinaisons : trois garcons, trois filles, deux garçons et une fille, un garcon et deux filles. Quant aux naissances quadruples, elles sont exceplionnellement rares : nous n’en avons trouvé que deux depuis le commencement du xx° siècle.

Venons-en maintenant au cas des enfants successifs. Le sexe varie-t-il suivant le rang de l'enfant considéré? En d’autres termes, la proportion des garçons est-elle plus forte parmi les premiers-nés, parmi les seconds-nés, parmi les troisièmes-nés, etc., ou bien est-elle la même pour toutes ces catégories d'enfants? La question a été souvent soulevée à l’élranger, particulièrement dans les pays où les familles sont nombreuses. Une stalistique autrichienne de 1851, citée notamment par le D' Bertillon père dans son article Natalité du Dictionnaire des sciences médicales, indique qu'il y a plus de garcons chez les premiers-nés que chez les enfants ultérieurs, tout au moins quand on est en présence d’une descendance légilime ; il en serait autrement dans la descendance illégitime. Grüpspan a trouvé à Berlin (1) des coefficients de masculinité décroissant du 1% enfant (106,82) au quatrième (104,14), puis subissant du cinquième au dixième une curieuse alternance de hausse et de baisse. Corrado Gini a essayé de dresser la courbe générale du phénomène pour l’ensemble des pays fournissant des données (2). En France, pendant longtemps, on n’en a possédé aucune. Cela tient à ce que la question est moins intéressante chez nous qu'ailleurs, pour deux raisons, l'une d'ordre démique, l’autre d'ordre juridique. La pre-

(4) Op. cit., p. 36.

(2) Op. cit., table annexée à la page 382.

mière est que dans notre pays les familles nombreuses sont assez rares. La seconde est que notre législation ne conserve plus guère trace des anciens droits d’aînesse et de masculinilé, ce qui est loin d'être le cas partout. Cependant, à une date récente, on s'est préoccupé de: combler celte lacune de nos statistiques. Dans l'enquête sur les familles des fonctionnaires, commencée en 1906 (1), on a posé à ceux-ci une série de questions relatives à leur descendance. Notamment le questionnaire leur demandait le nombre de leurs enfants, le sexe de chacun d'eux et la date de sa naissance (2). On a pu ainsi arriver à des informations précises et d'une certaine étendue. Au début de l'enquête, lorsqu'on n'avait encore dépouillé qu’un nombre assez restreint de réponses, on a cru que les coefficients de masculinité se relevaient avec le rang des enfants. Mais ensuite, les documents venant à se multiplier, on a constaté que c'était l'inverse. qui était le vrai. On a maintenant dépouillé les indications relatives à près de 600.000 enfants de fonctionnaires, employés et ouvriers de l'Etat et des communes, et on a trouvé que les coefficients de masculinité décroissent avec le rang. Dans son rapport sur ces résultats (3), M. Lucien March s'exprime ainsi: « Suivant l’ordre de la naissance dans la famille, le nombre des garçons pour

(1) Nous avons indiqué plus haut (chapitre 11, $ HI) les conditions dans lesquelles cette enquête a été ouverte et conduite.

(2) Rapports au Conseil supérieur de statistique, en 1908 (extrait. du bulletin n° 10) : rapport préliminaire de la commission de la statistique des fonctionnaires, page 38.

(3) Rapports au Conseil supérieur de statistique ; commission de la statistique des fonctionnaires : rapport sur les conditions démographiques générales des familles de fonctionnaires, 22

février 1911, page 6.

100 filles décroit régulièrement à mesure que l’ordre de la naissance augmente, surtout chez les employés. Chez les ouvriers, les premiers-nés ont une très forte masculinité ; celle-ci est plus faible et stationnaire quand on passe des deuxième aux cinquième nés; elle diminue ensuite. Ces observations confirment les remarques faites en divers pays sur la forte proportion des garçons parmi les premiers-nés. » Ajoutons que cette élévation du taux de masculinité chez les premiers-nés concorde avec l'élévation que nous avons constatée dans le cas des parents très jeunes el rattachée alors à notre théorie générale,

L'enquête dont nous parlons a mis aussi en lumière un autre phénomène. En 1889, un auteur allemand, Geissler, en dépouillant les bulletins de naissance fournis par la Saxe Royale pendant les dix années 1876-1885, avait remarqué que les sexes de deux enfants consécutifs des mêmes auteurs étaient plus souvent semblables qu'on r’eût dû s'y attendre à priori. Celte curieuse liaison a préoccupé le Service de la statistique générale de la France. M. Emile Borel, professeur de théorie des fonctions à la Facullé des Sciences de l’Université de Paris, et membre du Comité technique institué près de ce Service, a repris la question en la traitant au point de vue mathématique. Elle relève, en effet, par un certain côté, du calcul des probabilités. On connaît le problème des boules noires el de boules rouges. Soit une urne qui conlient des boules noires et des boules rouges en rapport numérique défini; si l'on extrait au hasard des boules de cette urne, quelle probabilité y a-t-il pour que, après une boule noire, une seconde boule de même couleur vienne à sortir ? À cette question, le calcul des probabilités donne une réponse. Eh bien, les enfants masculins et les

enfants féminins peuvent être comparés aux boules noires et aux boules rouges. Comme il y a dans notre pays une moyenne de 51 naissances masculines et de 49 naissances féminines pour 100, on supposera qu'il a été mis dans une urne 51 boules noires et 49 boules rouges. On cherchera par le calcul quelle est la probabilité pour que, dans ces conditions, la sortie d’une boule noire soit suivie d’une autre sortie semblable, c'est-à-dire pour qu’une naissance masculine soil suivie d’une autre naissance masculine. Puis l’on comparera les résultats ainsi fournis par le calcul à ceux que donne l'observation. S'ils concordent, c’est que le hasard seul — ou, si l’on préfère, la loi des grands nomhres — préside à la succession des sexes. S'ils diffèrent, c’est que quelque relation spéciale unit l'un à l’autre les sexes de deux enfants successifs. Examinons donc ce qui en est. Les bulletins recueillis dans l’enquête sur les familles de fonctionnaires — que l’on peut regarder comme placées dans les conditions normales de la natalité française — permettent de réunir des données assez amples pour que l'observation soit suffisamment représentée en face de la prévision mathémalique. Ces données sont allées, naturellement, en s’élargissant à mesure que le dépouillement de la dile enquête se poursuivait, Voici d’abord les résultats d'un premier dépouillement, terminé au début de 1908. Nous les reproduisons d’après le texte officiel (L).

(1) Rapports au Conseil supérièur de statistique (extrait du bulletin n° 40) : rapport préliminaire de la commission de la statistique des fonctionnaires, pages 39-40. Ge « rapport préliminaire » préparé par le Service de la statistique générale, porte la date du 22 février 1908 et la signature de M. Yves Guyot, président de la commission de la statistique des fonctionnaires.

« Les deux aînés d’une famille ayant au moins deux

enfants donnent les résultals suivants :

| Nombre de familles ayant deux enfants Désignation RS D, = Du mème sexe De sexes différents HABIOVÉS SRE 217 252 ONYDITERE SERRE ET 3.129 2.939 7 3.406 3191

On voit que les nombres de ia première colonne sont sensiblement plus grands que ceux de la seconde. L'écart est supérieur à ce que laisserait prévoir la théorie, aussi bien chez les employés que chez les ouvriers. lei,

3.491 : 1 le rapport 3406 SL égal à 1 — TE Si l’on détermine un rapportanalogue pour les couples ” des seconds et troisièmes enfants, on trouve

Enfin, lorsque l'on procède à la même comparaison pour l’ensemble des groupes de deux enfants successifs à partir du troisième, on oblient le rapport

2829 de 3.826 637

Dans ce cas, le rapport est celui auquel on devait s'attendre. »

En somme, dirons-nous, d'après ces constatations, il arrive que deux enfants successifs soient du même sexe, plus souvent qu’on n'aurait pu le prévoir par le calcul des probabilités. Et cela arrive surtout plus souvent quand on considère les enfants nés les premiers.

Le document que nous venons de citer, outre ces indicalions, nous donne, dans ses annexes, des renseignements numériques dont nous pouvons encore tirer parti. Il contient en effet divers tableaux, dont les additions, failes pour la plupart par nous, montrent ceci :

1° Chez les employés des administrations centrales des ministères, un garçon est né 325 fois après un garçon et 248 fois après une fille ; une fille est née 255 fois après un garçon et 266 fois après une fille (1).

2° Chez les cantonniers, un garçon est né 2.904 fois après un garçon et 2.733 fois après une fille; une fille est née 2.783 fois après un garçon et 2.683 fois après une fille (2). | |

3° Chez les autres ouvriers : un garçon est né 1.797 fois après un garçon et 1.565 fois après une fille ; une fille est née 1.573 fois après un garcon et 1.610 fois après une fille (3).

Donc, au total, et en fondant ensemble ces trois catégories : un garçon est né 4.956 fois après un garçon et 4.546 fois après une fille; une fille est née 4.613 fois après un garçon et 4.544 fois après une fille.

Pour les garcons, les cas où ils suivent les garçons sont, aux cas où ils suivent les filles, comme 109 est à 100. Or, 109 est fort supérieur au coefficient moyen de masculinité. L'enfant qui suit un garçon a donc sensiblement plus de chances qu'un enfant quelconque pour naître du sexe masculin.

D'autre part, après des filles, il est né presque autant de filles (4.544) que de garçons (4.546). Or, d'après la

(1) Pages 56-57.

(2) Pages 58-59.

(3) Pages 66-67.

proportion usuelle, il eût dû en naître beaucoup moins. L'enfant qui suit une fille a donc sensiblement plus de chances qu’un enfant quelconque pour naître du sexe féminin.

De ces constatations et de ces raisonnements, résulle la même conclusion que celle à laquelle, par une autre voie, les rédacteurs du Rapport de la commission de la statistique des fonctionnaires étaient arrivés. C’est que la similitude du sexe entre deux enfants successifs se présente plus souvent qu'on n’eüt pu s’y attendre a priori. C’est, par suite, que quelque raison spéciale doit lier leurs sexes l’un à l’autre.

Ces vues sont-elles confirmées par les résultats des dépouillements ultérieurs de la même grande enquête ? Élles le sont pleinement. En effet, à la session de l’Institut international de statistique, tenue à Paris en juillet 1909, M. Lucien March faisait une communication sur La distribution des sexes parmi les enfants consécutifs d'une même mère. WU y utilisait les données fournies par le dépouillement des bulletins provenant de 112.993 familles de cantonniers répartis sur tout le territoire français. Et voici ce qu'il y disait notamment. « Parmi: ces familles, 36.379 ont eu exactement deux enfants. Le nombre des couples d'enfants de même sexe est de 18.504, tandis qu’on compte seulement 17.875 enfants de sexe différent. Dans les 75.844 familles ayant eu plus de deux enfants, le nombre des couples d'enfants conséculifs du même sexe est 38.704; celui des couples d’'enfants consécutifs de sexe différent est 37.140. — D'après ces résultats, on peut former le tableau suivant :

Sur 10.000 couples d'enfants consécutifs

a eee mem te Un nu #

Nombre de couples unisexués

Calculé Observé Ensemble des entants. , . . 5.003 5.098 Deux premiers nés. . . . . 5 004 5.087 AMÉTOSR re are Der Le eue 5.002 5.103

On voit que la proportion des couples unisexués est sensiblement plus forte que ne le ferait prévoir la théorie fondée sur l'indépendance des sexes des deux enfants. »

Enfin, à la date du 11 octobre 1910, M. Lucien March voulait bien nous faire connaître sur notre demande, par une note manuscrite, les résultats relatifs à l’ensemble des enfants nés d'employés et d'ouvriers des services publics compris dans l'enquête. Les voici :

Nombres observés Nombres calculés CR RE Désignation me ne e oup es <a 3 oup es Ce de sexes diffé- ans de sexes diftérents rents 4er et 2e enfants. . .| 71.274 69.554 70.442 70.336 2e et 3 enfants. . .| 45.891 44.473 42,180 45 144 2 enfants successifs \ partir du 3 . - . 15.802 72.423 74.142 74.083

Les nombres calculés ont été obtenus en supposant la : , 51 probabilité de naissance d’un garcon égale à 100 "aP-

port déterminé sur l’ensemble des enfants-nés.

On voit que l'écart entre la prévision et la réalité persiste, toujours dans le même sens. L'observation donne un nombre de couples unisexués plus grand que celui que le calcul des probabilités ferait prévoir. Le fait de la liaison des sexes entre enfants successifs peut donc être considéré, dans les limites de l’enquête, comme établi. Est-il possible d'en découvrir la cause ?

Plusieurs explications viennent à l'esprit : 1° Cette concordance tiendrait à ce que, dans les deux procréations envisagées, les deux organismes paternel et maternel seraient, l'un par rapport à l’autre, dans le même état de force respective. % Elle proviendrait d'une commune acton du milieu, notamment de la nutrilion, soit sur les organismes des deux auteurs, soit sur l'organisme maternel,soit(parl'intermédiaire de ce dernier) sur l'organisme de l'enfant , 3° Elle dériverait d’une influence exercée sur l'organisme maternel par le plus anciennement né des deux enfants. On voit que les deux premières de ces hypothèses se rattachent à des théories générales sur la détermination du sexe, que nous avons signalées antérieurement dans notre travail. — Nous devons encore en signaler une quatrième, qui est d'ordre, non plus physiologique, mais psychologique. Suivant les rédacteurs du Rapport présenté en 1908 au nom de la ‘commission de la statistique des fonctionnaires (1), on pourrait voir dans le phénomène qui nous occupe un résultat « des tendances des parents, ceux-ci étant peu disposés à avoir un nouvel enfant quand les deux premiers ont été soit deux garçons, soit deux filles, ou les trois premiers trois garçons ou trois filles ».

Mais cette hypothèse ne serait admissible que si les

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couples d'enfants considérés étaient les derniers nés parmi les rejetons de mêmes parents. Or, c’est un point sur lequelest muette l'enquête qui a motivé ce rapport. Restent doncseules en présence lestrois précédentes hypothèses, dont la seconde est elle-même susceptible de trois formes. Entre elles, nous avouons n'avoir pas le moyen de choisir dans l'état présent de notre savoir.

Sur les rapports des sexes entre enfants successifs, une question se pose encore. N'y aurait-il pas lieu de chercher quel intervalle a séparé les naissances de ces enfants ? Le Lemps écoulé entre leurs conceptions ne pourrait-il être pour quelque chose dans la similitude ou au contraire dans la différence de leurs sexes ? Le dépouillement complet de lenquête sur les familles de fonctionnaires permettrait de répondre à celtequestion, puisque la dale des diverses naissances d'enfants était demandée aux agents interrogés. Mais par malheur ce dépouillement n’a élé publié jusqu à présent que pour les 14.000 enfants éludiés dans le rapport préliminaire de 1908, et les groupes formés en tenant compte à la fois del’intervalle des naissances, du sexe des deux enfants successifs et de leurs rangs dans l'ensemble des enfants des mêmes auteurs sont trop petils pour permeltre des conclusions. Il faut attendre la publication des résultals relalifs à l'ensemble des 600,000 enfants compris dans l'enquête, pour se prononcer sur ces points délicats en quelque connaissance de cause.

Enfin, dans ie même ordre d'idées, mais en prenantles choses à un point de vue plus général, voici un problème que nous aimerions voir résolu. Au total, la masculinité est-elle plus forte quand l'ensemble des enfants issus de mèmes auteurs est plus vombreux? En d’autres lermes,

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pour les rejetons d’un couple, la masculinité croît-elle avec la natalité elle-même? L'auteur américain J.-B. Nichols (1) l’affirme, en citant à l’appui de son dire les opinions de von Janse, Geissler et Kürüsy. Nous ne serions pas surpris qu'il en fût ainsi, et nous croirions aussi volontiers que, avec les taux de natalité et de'masculinité, le taux de mortalité doit s’accroitre parmi les descendants d'un couple (2). Mais c'est une affirmation qu’on ne pourra émeltre qu'après d'amples vérifications, et ici encore la publication des résultats complets de l’enquète dont nous venons deparler pourra fournir des renseignements.

S’exerce-t-il, sur le sexe d'un enfant, des influences tenant à des organismes ancestraux ? Qu'il en existe certaines, — générales, lointaines et imprécises — c’est ce qui peut sembler probable a priori. Mais le problème est de savoir s’il en existe une qui soit immédiate et déterminable. Quand on veut le serrer de près, il prend la forme suivante : le coefficient de masculinité est-il héréditaire ? En d’autres termes : y a-til, pour chaque famille, un rapport défini et constant des naissances masculines aux naissances féminines ?

C'est en Angleterre surtout que ce problème a été étudié. La revue anglaise Biometrika lui a consacré plusieurs

(4) Op. cit.

(2) Cette vue semble d’abord en opposition avec la constatation faite à l'instant, que le taux de masculinité est plus fort chez les premiers nés que chez les enfants suivants. Mais cette opposition n'est qu'apparente. Car il ne s’agit plus ici de comparer la masculinité chez les enfants successifs de mêmes auteurs, mais chez les enfants d'auteurs différents.

fois des articles et des notes. Elle l’a étudié, d’ailleurs, bien au delà des frontières de l'humanité. Nous n'avons pas à rechercher ici de quelle solution il est susceptible pour les animaux et les plantes. En ce qui concerne l'espèce humaine, les seuls documents sûrs sont fournis par les généalogies des familles royales et de certaines familles seigneuriales dont la composition a été suivie avec précision. Dans un travail assez récent (1), Frederick Adams Wood a dépouillé toutes les données que l'ouvrage de Karl von Behr donnait autrefois sur les dynasties régnant en Europe (2). Il y a joint celles que Burke avait tirées de l'étude des familles de pairs et de baronnets anglais (3). Il a résumé l’ensemble des résultats en un tableau comparant le cas où il existe un excédent de mâles chez les enfants d'une femme et ceux où cet excédent se trouve parmises freres etsœæurs, Voici ce tableau à double entrée :

Parents (1re génération)