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of o 0j, 0/0 62,03 | 69,43 | 52,88 | 68,29

0/0 °/ 0 ve 24,68 | 16,40 | 4003 | 17,23 101 017 28,025 746 48 (55,73 0/0)|115,45 0/0)

°/0 de SE 0/0 75,31 | 83,59 | 59,96 | 82,76

60.265 16.149 457 16 19.999 4.307 226 5 (26,42 0/0)|(5,69 °/0) °/o 0/0 se 0 33.18 | 26,67 49,45 31,25 40.266 11.842 231 11 (56,01 2/0) (16,470/,)

90 751 20 175 436 25 27.603 5 008 173 6 (28,970/6)|(5,25 0/,) CI 276 0/0 °/0 30,41 24,82 39,67 24 63 148 15.167 263 19

(51,35 9) (12,33 0/0) 2/0 ES / à 69,57 | 75,18 | 60,31 76

même morbidité morbilleuse, nous constatons que la part de mortalité et la part de surpeuplement qui reviennent à chacun de ces groupes sont à peu près identiques. La morbidité est proportionnelle à la population totale, la mortalité au surpeuplement (v. fig. 19 bis).

Ici encore, l’importance de la population simplement mal logée ne donne pas la mesure de la mortalité. 11 semble donc que, d’une façon générale, il faille plus qu’un logement insuffisant pour aggraver la rougeole à domicile.

Des constatations analogues ont été faites par Picken :

Influence de l'étendue des logements sur la léthalité morbilleuse à Glasgow, de 1893 à 1912.

NOMBRE DES PIÈCES DE L'APPARTEMENT 1 2 3 4 et davantage LORIE ES re es 9,2 p. 100 4,6 p. 100 2,5 p. 100 1,5 p. 100

Pour vérifier, par un dernier recoupement, l’influence prépondérante du surpeuplement et du taudis, nous nous sommes adressé au service du Casier sanitaire des Maisons de Paris. Grâce au précieux concours que nous y avons trouvé, nous avons pu comparer, sous le rapport de la mortalité morbilleuse, un certain nombre de voies pauvres, aisées et riches, appartenant à divers arrondissements, sur une période de 30 ans, comprise entre le 1" janvier 1894 et le 31 décembre 1923 (1).