Version classiqueVersion mobile

Le Vieillissement

 | 
Maurice Garden
, 
Jean-Paul Goubert
, 
Arthur-E Imhoff
, 
et al.

I. Histoire et démographie

Le recul de la mort

Structure par âges et facteurs sociaux

Alfred Perrenoud

Texte intégral

1Il est bien évident qu’on ne peut dissocier les implications de l’allongement de la vie humaine des modalités de celui-ci. Selon que le gain s’est fait au bénéfice de la petite enfance, de l’adolescence, de l’âge adulte ou de la vieillesse, selon qu’il accuse les disparités sociales ou tend au contraire à les niveler, selon qu’il avantage l’un ou l’autre des sexes, le progrès n’aura pas les mêmes conséquences, il ne sera ni ressenti, ni vécu sur le même plan.

2Si, comme on le pense généralement, la baisse de la mortalité s’est traduite par des gains de vies humaines à tous âges, la composition de la population par âges n’en sera pas modifiée et la proportion des vieillards restera à peu près constante. C’est ce qu’on observe dans la plupart des pays, la France excepté, jusque tard dans le XIXe siècle. Une baisse de mortalité portant exclusivement sur les enfants contribuera à rajeunir la population au même titre qu’une augmentation de la fécondité, alors qu’au-delà de 30 ans, elle entraînera son vieillissement. A partir du XVIIIe siècle, réduction dans les jeunes âges et réduction dans les âges élevés se sont à peu près neutralisées de sorte que jusqu’à présent, le vieillissement a résulté d’une baisse de la natalité. Mais que savons-nous des périodes antérieures ? Que savons-nous en particulier sur l’évolution de la mortalité après la disparition des grandes crises ?

3Sur un autre plan, il est important de savoir si l’allongement de la vie humaine a accentué l’écart entre riches et pauvres, accusé ou réduit les disparités régionales. Il semble qu’au XIXe siècle, sous l’influence de l’industrialisation et de la médicalisation, l’éventail entre les classes se soit ouvert (Vedrenne-Villeneuve 1961) mais nous avons pu observer à Genève au XVIIe siècle, des écarts sensiblement plus grands qu’au siècle de l’industrialisation (Perrenoud 1975). Comment ces disparités ont-elle évolué ? Comment se répartissent les progrès de la vie humaine ? Telles sont les questions que nous proposons d’examiner.

4Les prolongements affectant l’histoire sociale et celle des mentalités sont évidents. Dans une société où les classes inférieures ont une espérance de vie de l’ordre de vingt ans et une fécondité plutôt faible, le remplacement des générations ne peut être assuré, ce qui entraîne un mouvement de mobilité sociale vers le bas. Mais que se réduise l’écart et que simultanément les dominants commencent à maîtriser leur fécondité, voici l’amorce d’un mouvement d’ascension générale qu’Arsène Dumont a décrit sous le nom de capillarité sociale. Imaginons maintenant que l’allongement de la vie humaine d’un milieu social à l’autre résulte de structures de mortalité par âges différentes. Que le gain, chez les dominants découle d’une baisse de la mortalité des adultes et que chez les dominés il porte principalement sur les jeunes âges, l’opposition d’une population jeune et dynamique et d'une population vieillissante se traduira forcément par des attitudes différentes face à la vieillesse et pourra tout aussi bien entraîner des tensions politiques et sociales.

L'étude de la mortalité à Genève

5La présente contribution s’inscrit dans le prolongement des recherches sur la mortalité genevoise du XVIIe au XIXe siècle. Sources et méthodes ayant été spécifiées en d’autres occasions (Perrenoud 1975, 1978, 1979), je me bornerai à rappeler ici que les données proviennent d’un échantillon de 3.400 familles reconstituées de type I et II selon la nomenclature de L. Henry et que l’étude de la mortalité porte sur la totalité des enfants nés dans ces familles. Un ensemble de circonstances favorables permet de connaître l’âge au décès de la grande majorité d’entre eux (Perrenoud 1978). Les calculs reposent sur 10.357 décès représentant 79,6 % des 13.016 naissances vivantes de l’échantillon ; 1.248 enfants sortent d’observation à un âge déterminé, à partir duquel ils ont été considérés comme ayant émigré ; l’absence totale d’indication sur le destin des individus n’affectant que 10,8 % des données (hommes 12,4 %, femmes 9,0 %).

  • 1 Dans une précédente étude nous avions retenu l’âge de 20 ans, aujourd'hui 15 ans nous parait préfér (...)

6La répétition des prénoms dans la fratrie permet à certaines époques d’évaluer la part des décès d’enfants parmi ces destins inconnus. Celle-ci est de 0,272 dans les couples formés en 1625-1644, de 0,367 dans ceux de 1650-1674. Les décès ainsi « récupérés » ont été répartis entre 0 et 4 ans au prorata des décès de ces âges. Pour le reste, nous pouvons admettre que les enfants ont vécu jusqu’à 15 ans et qu’à partir de cet âge, ils suivent la mortalité générale et se répartissent entre les classes d’âge comme les décès connus1.

7Du fait que la coutume de donner au cadet le prénom de l’aîné disparu se perd rapidement, il devient impossible au XVIIIe siècle d’estimer le sous-enregistrement des décès d’enfants par ce moyen. Dans un article précédent, (Perrenoud, 1978) nous avions admis que la proportion des destins inconnus attribuable à des décès d’enfants reste constante au cours du temps, mais cette manière de procéder a l’inconvénient de ne pas tenir compte de l’amélioration des données dès le milieu du XVIIIe siècle, grâce notamment à l’utilisation de recensements. De plus, elle ne peut être appliquée lorsqu’on étudie les sexes séparément car elle conduirait à surestimer la mortalité masculine, la proportion supérieure de destins inconnus chez les hommes venant de leur plus grande mobilité.

  • 2 Recensements nominatifs de la ville, 1797, 1798, 1807, 1816, recensements nominatifs du Canton, 182 (...)

8Dans les générations 1800-1825, la proportion de destins inconnus tombe à 3,5 %. Il doit s’agir là, les familles observées étant celles dont la fin d’union est connue, de décès d’enfants non enregistrés survenus dans l’intervalle de deux recensements2. Or, cette proportion correspond à celle que nous obtenons au XVIIe siècle par la répétition des prénoms, 3,8 % en 1625-1649, 4,4 % en 1650-1674. Il semble donc que les décès d’enfants non enregistrés ou survenus ailleurs représentent une valeur constante que nous avons estimée à 3,5 % des naissances.

9Reste le problème des enfants morts sans baptême, qualifiés de mort-nés. En l’absence d’ondoiement, on ne peut savoir s’il s’agit de vrais mort-nés ou d’enfants ayant vécu quelques instants. Leur proportion atteint, lorsqu’ils semblent correctement enregistrés, 6,6 % des naissances. La plupart des monographies paroissiales donnant une proportion de 3 % d’enfants ondoyés, c’est ce taux que nous avons appliqué pour tenir compte des faux mort-nés, mais des différences sensibles existant entre les sexes et selon les milieux sociaux, nous en tiendrons compte.

Évolution de la mortalité

10Les tableaux qui suivent rapportent, par groupe de générations, sexes réunis, les quotients de mortalité, les survivants et les espérances de vie à certains âges calculés sur ces nouvelles bases.

11A grands traits l’évolution est la suivante. Au XVIIe siècle, la vie moyenne progresse de près de cinq ans. Une amélioration nette et rapide dont bénéficient les générations nées dans le second quart du XVIIIe siècle porte ensuite la vie moyenne de 28 à 34 ans. Ainsi qu’en France, le reste du siècle ne voit presque aucun progrès à la naissance, en raison d’une aggravation de la mortalité des enfants. En revanche, à 10 ans, l’espérance de vie s’allonge régulièrement. Puis au début du XIXe siècle, nouvelle mutation qui se chiffre par un gain de 6,5 ans en une seule génération, au bénéfice exclusif cette fois, de l’enfance. A nouveau la comparaison avec la France s’impose, où l’on est passé de 29,6 ans en 1770-1790 à 37,5 ans en 1810-1819 (Blayo, 1975). Même évolution en Suisse, à Glaris, dans des paroisses tant rurales qu’industrialisées, où dans la même période, l’augmentation est en moyenne de 6 ans (Head, 1977).

TABLEAU 1. QUOTIENTS DE MORTALITE aqx, EN POUR MILLE, SEXES REUNIS, PAR GROUPE DE GENERATIONS

TABLEAU 1. QUOTIENTS DE MORTALITE aqx, EN POUR MILLE, SEXES REUNIS, PAR GROUPE DE GENERATIONS

TABLEAU 2. TABLE DE SURVIE, SEXES REUNIS, PAR GROUPE DE GENERATIONS

TABLEAU 2. TABLE DE SURVIE, SEXES REUNIS, PAR GROUPE DE GENERATIONS

TABLEAU 3. ESPERANCES DE VIE A CERTAINS AGES, PAR GROUPE DE GENERATIONS. SEXES REUNIS

TABLEAU 3. ESPERANCES DE VIE A CERTAINS AGES, PAR GROUPE DE GENERATIONS. SEXES REUNIS

12Les cadences d’allongement de la vie humaine ne sont donc ni continues, ni régulières, ni uniformes comme le montrent les probabilités de survie entre certains âges et les indices correspondants par rapport aux premières générations observées (tableau 4, ci-contre).

13On ne cesse de répéter que les crises de mortalité emportaient plus d’enfants et de vieillards que d’hommes et de femmes dans la force de l’âge, contribuant ainsi à faire pencher la balance démographique du côté des catégories productives (Day, 1979). Or, que voyons-nous ? Pour la mortalité infantile, la baisse est d’abord faible puis s’accélère progressivement et s’interrompt entre 1745 et 1790. Pour les enfants entre 1 et 15 ans, progrès lents et par paliers. Entre 15 et 30 ans, gain pratiquement nul jusqu’au milieu du XVIIIe siècle, peu important par la suite. Entre 30 et 60 ans, du premier au cinquième groupe de générations, une augmentation des chances de vie de 50 %. Parce qu’ils étaient les principales victimes des crises de mortalité, les adultes dans la force de l’âge ont été les premiers bénéficiaires des progrès enregistrés entre le XVIIe et le XVIIIe siècle (Perrenoud, 1979).

14Évidemment, ces tables longitudinales rendent imparfaitement compte des conditions de mortalité d’une époque déterminée. Plus une génération avance en âge, plus sa mortalité diffère de celle observée au moment de sa naissance et l’antériorité de la baisse de mortalité des adultes s’explique en partie par les conditions meilleures du XVIIIe siècle, dont ont bénéficié les générations anciennes. De même, le recul observé dans les générations 1800-1825 indique une aggravation de la mortalité entre 1840 et 1870 qui affecte également les générations 1770-1790 entre 55 et 75 ans. Pour pallier cet inconvénient, nous avons construit, sommairement par juxtaposition des quotients de mortalité pondérés selon la place qu’ils prennent dans chaque période, l’équivalent de tables transversales (tableaux 5-6).

15Les espérances de vie ainsi obtenues, qui ne peuvent évidemment être calculées qu’à partir de 1700, confirment la progression continue de la vie moyenne des adultes au XVIIIe siècle. Entre 30 et 60 ans, la probabilité de survie passe de 496 en 1700-1724 à 606 en 1770-1790. Au-delà de 55 ans, l’amélioration est nulle, elle est insignifiante entre 15 et 30 ans. Au début du XIXe siècle l’essentiel du progrès porte sur les enfants au-dessous de 15 ans et sur les âges avancés (tableau 8).

  • 3 Cet indice est défini comme suit : pour chaque groupe d’âges, on a :
    où i est le quotient de mortal (...)

16Si nous observons de plus près l’évolution des quotients de mortalité entre diverses époques, une différence fondamentale apparaît entre les progrès enregistrés aux XVIIe et début du XVIIIe siècles, et ceux dont ont bénéficié les générations du début du XIXe siècle. L’indice utilisé est le coefficient de mortalité relative qui exprime en pourcentage les différences d’un groupe de générations à l’autre3.

TABLEAU 4. PROBABILITES DE SURVIE à 1 AN ET ENTRE CERTAINS AGES, PAR GROUPE DE GENERATIONS. SEXES REUNIS

TABLEAU 4. PROBABILITES DE SURVIE à 1 AN ET ENTRE CERTAINS AGES, PAR GROUPE DE GENERATIONS. SEXES REUNIS

TABLEAU 5. QUOTIENTS DE MORTALITE EN POUR MILLE, SEXES REUNIS, PAR PERIODE

TABLEAU 5. QUOTIENTS DE MORTALITE EN POUR MILLE, SEXES REUNIS, PAR PERIODE

TABLEAU 6 TABLE DE SURVIE, SEXES REUNIS, PAR PERIODE

TABLEAU 6 TABLE DE SURVIE, SEXES REUNIS, PAR PERIODE

TABLEAU 7. ESPERANCES DE VIE DU MOMENT OBTENUES PAR JUXTAPOSITION DES TABLES PAR GENERATION SEXES REUNIS

TABLEAU 7. ESPERANCES DE VIE DU MOMENT OBTENUES PAR JUXTAPOSITION DES TABLES PAR GENERATION SEXES REUNIS

TABLEAU 8. PROBABILITE DE SURVIE à 1 AN ET ENTRE CERTAINS AGES, PAR PERIODE SEXES REUNIS

TABLEAU 8. PROBABILITE DE SURVIE à 1 AN ET ENTRE CERTAINS AGES, PAR PERIODE SEXES REUNIS

TABLEAU 9. QUOTIENTS DECENNAUX DE MORTALITE EN POUR 1000, SEXES REUNIS ET COEFFICIENT DE MORTALITE RELATIVE ENTRE GENERATIONS

TABLEAU 9. QUOTIENTS DECENNAUX DE MORTALITE EN POUR 1000, SEXES REUNIS ET COEFFICIENT DE MORTALITE RELATIVE ENTRE GENERATIONS

17Afin d’atténuer les variations aléatoires, nous avons calculé des coefficients décennaux que nous comparons à un demi-siècle d’intervalle, (tableau 9).

18Le graphique 1 montre les changements survenus dans la structure de la mortalité. Il y a peu de différences entre les générations anciennes jusqu’en 1750. La baisse de la mortalité est forte surtout entre 30 et 59 ans, nulle dans le groupe 10-19. En revanche, lorsque l’on compare les générations 1800-1825 à celles de 1745-1769 (f/d) on voit que le gain porte uniquement sur les enfants et les jeunes, la mortalité des adultes s’aggravant au XIXe siècle. Les générations 1770-1790 font exactement transition ; par rapport à celles de 1725-1744 (e/c), la mortalité s’est aggravée, sauf à 10-19 ans et 50-69 ans.

19Si l’on fait les mêmes comparaisons à partir des tables du moment (tableau 10, figure 2), non seulement il se confirme que la baisse de la mortalité au XVIIIe siècle n’a rien d’homogène, mais surtout on est frappé par le fait que l’évolution de la mortalité dans sa structure par âge, entre le premier et le second quart du siècle, est en tout point comparable à la baisse du tournant du XIXe siècle, soit un recul important de la mortalité des enfants opposé à la situation moins favorable des adultes, notamment à 20-29 ans et 40-49 ans. Cette structure se retrouve en France, d’après les données nationales de l’INED, entre 1770-1790 et 1800-1819. Certes, il n’y a pas comme à Genève aggravation de la mortalité des adultes, mais ici également, les âges qui ont le moins bénéficié du progrès sont les groupes 20-29 ans et 40-49 ans. On peut encore observer que l’évolution entre le second et le troisième quart du XVIIIe siècle est exactement inverse. Tout le gain se concentre entre 10 et 50 ans alors que la mortalité des enfants est en progression et celle des personnes âgées, stationnaire.

20La concordance des transformations intervenues à trois-quarts de siècle d’intervalle, la similitude des évolutions en France et à Genève, sont troublantes. Si les conditions économiques pourraient éventuellement expliquer la situation des adultes, pour les enfants, les causes habituellement associées à la baisse de la mortalité ne peuvent plus être en l’occurence retenues.

21Dans la perspective d’un éventuel vieillissement de la population, l’important est l'avance prise par les adultes dès le XVIIe siècle. Ce sont eux qui, les premiers, bénéficient du recul de la mortalité, cependant les chances de vie augmentent également pour les personnes âgées. Les tables par générations ne nous permettent pas de connaître la situation régnant au XVIIe siècle, mais entre le début et le milieu du XVIIIe siècle, les probabilités de survie du 65e au 80e anniversaire augmentent notablement, passant de 142 à 223. Pour 1.000 personnes atteignant 65 ans, il en survit 81 de plus à un demi-siècle d’intervalle.

GRAPHIQUE 1. Coefficient de mortalité relative entre groupes de générations

GRAPHIQUE 1. Coefficient de mortalité relative entre groupes de générations

GRAPHIQUE 2. Coefficient de mortalité relative d’après les tables de mortalité du moment.

GRAPHIQUE 2. Coefficient de mortalité relative d’après les tables de mortalité du moment.

(Source : France, Y. Blayo, 1975)

TABLEAU 10. QUOTIENTS DECENAUX DE MORTALITE EN POUR 1000, SEXES REUNIS, ET COEFFICIENTS DE MORTALITE RELATIVE, ENTRE PERIODE

TABLEAU 10. QUOTIENTS DECENAUX DE MORTALITE EN POUR 1000, SEXES REUNIS, ET COEFFICIENTS DE MORTALITE RELATIVE, ENTRE PERIODE

22Il est donc possible, pour autant que ces résultats puissent être généralisés — et le synchronisme des mouvements d’un pays à l’autre le donne à penser —, que les variations inégales de la mortalité aient pu, dans une première phase, constituer un facteur de vieillissement de la population (Hansen, 1978). Vieillissement non par la base, comme c’est le cas de nos jours, mais par le sommet, ainsi que cela pourrait se produire à l’avenir si le recul de la mortalité aux âges avancés devait se poursuivre ; cependant, la baisse subséquente de la mortalité des enfants a sans doute contribué à rétablir assez rapidement l’équilibre, autour d’un modèle peu variable. A Genève, la proportion des personnes de 65 ans et plus dans l’ensemble de la population fluctue au XVIIe siècle entre 4 et 5 %, au XVIIIe siècle, entre 6 et 7 % (Perrenoud, 1979). Ce vieillissement ne peut s’expliquer uniquement par la baisse de la fécondité qui est elle-même compensée en partie par le recul de la mortalité infantile.

Évolution de la mortalité selon l’appartenance sociale

23Une inégalité foncière quant aux chances de vie départage la population genevoise au XVIIe siècle. Entre la bourgeoisie et le salariat, l’écart atteint 17 ans en terme d’espérance de vie à la naissance ; dans les classes moyennes, il est de 11 ans. La question se pose donc de savoir comment le progrès s’est réparti et quels en ont été les bénéficiaires.

24L’étude de la mortalité selon l’appartenance sociale porte sur trois ensembles définis par la profession et le statut politique. Un premier groupe recouvre la grande et moyenne bourgeoisie, les négociants, une partie des professions libérales, les fonctions supérieures de la justice et de l’État. Le second ensemble est constitué par la petite bourgeoisie urbaine, le monde de l’échoppe et de la boutique : maîtres de métiers, petits marchands, entrepreneurs des services, professions libérales et fonctions subalternes, artisans et ouvriers qualifiés. Le troisième groupe comprend le reste de l’artisanat, l’agriculture, les ouvriers du bois et du bâtiment ainsi que les manœuvres et tous les travailleurs sans spécialisation.

25Nous nous attacherons, dans cette première approche, à mesurer les changements intervenus à un siècle d’intervalle. La mortalité ayant peu évolué entre 1725 et 1790, rien ne s’oppose à un regroupement de ces générations que nous allons comparer à celles issues de couples mariés en 1625-1684 qui ont fait l’objet d’une précédente étude (Perrenoud, 1975).

26D’une période à l’autre, les effectifs des trois groupes ne sont pas équilibrés et il se peut par conséquent que leur statut social ait changé. Selon le tableau 11, qui donne la répartition des naissances selon les informations existant sur le destin des enfants, la catégorie supérieure qui représentait 18,1 % de la population au XVIIe siècle, ne forme plus maintenant que 11,4 % ; la catégorie moyenne rétrécit également, de 40,6 % à 37,6 %, alors que la catégorie inférieure représente désormais à elle seule plus de la moitié de la population.

TABLEAU 11. DESTIN DES ENFANTS, PAR SEXE, SELON L’APPARTENANCE SOCIALE GENERATIONS 1725-1790

TABLEAU 11. DESTIN DES ENFANTS, PAR SEXE, SELON L’APPARTENANCE SOCIALE GENERATIONS 1725-1790

27Il se confirme que les lacunes de l’enregistrement ne semblent pas varier d’un groupe social à l’autre. Les proportions de décès connus s’équilibrent et les différences jouent uniquement entre les enfants sortis d’observation et ceux dont le destin demeure inconnu, du fait que la probabilité est plus grande de trouver une mention ultérieure d’un enfant de milieu aisé, soit dans les actes notariés, soit parce que les mariages, davantage endogames, ont généralement lieu sur place. Nous pouvons donc admettre que les lacunes ne sont pas plus fréquentes dans un groupe que dans l’autre, et répartir les destins inconnus imputés à des décès d’enfants au prorata des naissances de chaque groupe. Cette correction, en partie arbitraire, a pour effet de réduire les écarts entre les classes. Aussi, afin d’assurer la comparaison, avons-nous appliqué le même correctif aux données du XVIIe siècle.

28Les faux mort-nés ont été estimés à 3 % des naissances, répartis entre les sexes comme le sont les mort-nés. Dans les générations du XVIIIe siècle, sur 201 mort-nés dont on connaît le sexe, se trouvent 132 garçons et 69 filles. La même proportion a été appliquée pour le XVIIe siècle. Nous indiquerons toutefois les quotients de mortalité infantile obtenus sans cette correction. La proportion des mort-nés variant également selon l’appartenance sociale, nous en avons tenu compte et réparti ceux que nous considérons comme ayant vécu quelques instants dans les mêmes proportions.

29Les tables de mortalité par sexes ainsi obtenues figurent en annexe. Nous retiendrons ici les résultats sexes réunis. (Tableaux 12, 13, 14).

30Ces résultats parlent d’eux-mêmes. L’allongement de la vie humaine a eu pour première conséquence de réduire les inégalités. Contrairement à l’idée répandue, ce ne sont pas les classes privilégiées qui enregistrent l’évolution la plus spectaculaire. Leur espérance de vie progresse certes, de 7,4 ans à la naissance, mais dans les classes moyennes, le gain est de 9,2 ans et atteint 12,3 ans dans les couches populaires. L’écart entre les extrêmes se trouve ainsi ramené de 17 à 12 ans et va se réduire encore. Au début du XIXe siècle, la vie moyenne de la bourgeoisie est de 47,7 ans, soit 4,2 ans de plus qu’au XVIIIe siècle, celle des classes moyennes passe à 38,9 ans (+ 4,4), mais les classes inférieures atteignent 37,1 ans et gagnent 5,7 ans.

  • 4 Pour estimer la part de chaque groupe d’âges dans l’accroissement de la durée moyenne de vie, nous (...)

31La contribution des différents groupes d’âge à la prolongation de la vie moyenne varie considérablement d’un milieu à l’autre4. (Tableau 15).

32La diminution de mortalité à moins de 5 ans est responsable, à raison de 66 % pour la catégorie supérieure, de 56 % pour la catégorie moyenne et de 54 % pour la catégorie inférieure, de la prolongation de la durée moyenne de vie. Les différences portent surtout sur les autres groupes d’âges. En valeur absolue, nombre d’années ajoutées, il y a égalité entre les deux premiers groupes au-delà de 30 ans, ce qui représente un accroissement relatif de respectivement 3 3,8 % et 30,5 %, alors que dans les catégories inférieures, il n’est que de 16,3 %. La différence fondamentale porte sur le groupe 5-29 ans qui, dans la classe supérieure, ampute de 0,6 ans le gain des autres groupes d’âges, alors qu’il participe pour 29 % à l’accroissement de la vie moyenne des couches populaires.

TABLEAU 12. QUOTIENTS DE MORTALITE, _qx, EN POUR MILLE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, SEXES REUNIS, GENERATIONS 1625-1684 ET 1725-1790

TABLEAU 12. QUOTIENTS DE MORTALITE, _qx, EN POUR MILLE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, SEXES REUNIS, GENERATIONS 1625-1684 ET 1725-1790

0' Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.

TABLEAU 13. TABLE DE SURVIE Sx, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, SEXES REUNIS GENERATIONS 1625-1684 ET 1725-1790

TABLEAU 13. TABLE DE SURVIE Sx, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, SEXES REUNIS GENERATIONS 1625-1684 ET 1725-1790

TABLEAU 14. SEXES REUNIS/ESPERANCES DE VIE A CERTAINS AGES, EN ANNEES ET DIXIEMES D'ANNEE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, XVIIe – XVIIIe SIECLES

TABLEAU 14. SEXES REUNIS/ESPERANCES DE VIE A CERTAINS AGES, EN ANNEES ET DIXIEMES D'ANNEE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, XVIIe – XVIIIe SIECLES

TABLEAU 15. PART DE CHAQUE GROUPE D'AGES A L'ACCROISSEMENT DE LA VIE MOYENNE, ENTRE LE XVIIe ET LE XVIIIe SIECLES, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE

TABLEAU 15. PART DE CHAQUE GROUPE D'AGES A L'ACCROISSEMENT DE LA VIE MOYENNE, ENTRE LE XVIIe ET LE XVIIIe SIECLES, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE

33Malgré une baisse importante, la mortalité infantile est toujours aussi fortement soumise à l’influence de la condition sociale ; les écarts entre riches et pauvres ici ne se réduisent guère. (67 % au XVIIe siècle, 61 % au XVIIIe siècle). Voilà qui amène à nouveau à s’interroger sur les causes de cette baisse qui, à première vue, paraît dépendre peu de facteurs économiques et culturels. On pourrait penser que si les écarts se maintiennent ainsi, contrairement à ce qui se passe à d’autres âges, c’est précisément en raison des progrès de l’hygiène et des soins aux enfants diffusés plus largement et plus précocement dans les milieux bourgeois. Mais si tel était le cas, les années ajoutées à l’espérance de vie du fait de la baisse de la mortalité infantile, devraient être plus élevées dans la bourgeoisie. Le fait qu’on y trouve exactement la même valeur que dans l’artisanat dénote au contraire l’autonomie de la mortalité infantile à l’égard des facteurs socio-culturels, dont on trouve d'ailleurs confirmation dans le synchronisme général des mouvements à l’échelle européenne.

34Dès le XVIIIe siècle, la bourgeoisie atteint cependant un seuil difficile à franchir. Le taux de 140 p. 1000 de mortalité infantile correspond aux valeurs de la fin du XIXe siècle. En 1887/1890, dans le canton de Genève, en avance sur la Suisse, il est encore de 150 p. 1000 pour le sexe masculin (SCS 1971). Aussi, en 1800-1825, l’avance de la bourgeoisie se réduit-elle considérablement. Sa mortalité infantile plafonne tandis que dans le reste de la population la baisse se poursuit pour atteindre, classes confondues, 172 p. 1000.

35La situation n’est pas la même pour les enfants de 1 à 4 ans. A ces âges, la variole est responsable d’un tiers des décès. La baisse de mortalité qui est de même ampleur dans les trois groupes (62 %, 47 %, 68 %) confirme le peu de résultats qu’a eu l’inoculation pratiquée dès le milieu du XVIIIe siècle. En revanche, au début du XIXe siècle, avec la vaccination, l’évolution est fortement différenciée. Dans les générations 1800-1824, les quotients tombent à respectivement 43, 114 et 146 p. 1000, soit par rapport à 1725-1790 une baisse de mortalité de 58 % dans la catégorie supérieure, de 30,5 % dans les classes moyennes et de 19,8 % seulement dans les classes inférieures.

36Le tableau 16 et la figure 3 permettent d’observer les diminutions de mortalité aux différents âges selon l'appartenance sociale.

37Dans la classe aisée, entre 5 et 30 ans, la situation semble s’être détériorée. Cela est dû essentiellement au quotient 5q10 dans les générations 1625-1684 qui paraît anormalement bas. Mais au-delà de cette variation peut-être aléatoire, la situation à ces âges ne s’est certainement pas améliorée. La transformation la plus significative se lit entre 30 et 50 ans. Le progrès ici est important, la baisse de mortalité de 43 % porte le nombre des survivants de 732 à 846, soit un gain en vies humaines de 16 %. Au-delà de 50 ans, la baisse de mortalité est moins affirmée, 5,7 % entre 50 et 75 ans ce qui laisse cependant un gain appréciable en terme de survie à 75 ans, gain de 12,7 % supporté exclusivement par les femmes dont la mortalité fléchit de 17,8 % alors qu’elle croît pour les hommes, de 7,8 %.

TABLEAU 16. DIMINUTION DE MORTALITE SELON L'AGE ET L'APPARTENANCE SOCIALE ENTRE 1625-1684 ET 1725-1790 (en pourcentage)

TABLEAU 16. DIMINUTION DE MORTALITE SELON L'AGE ET L'APPARTENANCE SOCIALE ENTRE 1625-1684 ET 1725-1790 (en pourcentage)

GRAPHIQUE 3. Coefficients de mortalité relative entre les générations 1625-1684 et 1725-1790, selon l’appartenance sociale

GRAPHIQUE 3. Coefficients de mortalité relative entre les générations 1625-1684 et 1725-1790, selon l’appartenance sociale

38Dans les classes moyennes, les enfants et jeunes adultes marquent un léger avantage. Entre 5 et 30 ans, la mortalité baisse de 16,2 % pour cent enfants ayant franchi le cap critiqque des cinq premières années, il en survit à 30 ans 6,7 % de plus. Par rapport aux classes aisées, l’écart se résorbe. La mortalité qui, au XVIIe siècle, était de 56 % plus élevée ne l’est plus maintenant que de 19 %. Aux âges de la maturité, la baisse est du même ordre que dans la classe supérieure (42,7 %), mais en terme de survie où l’on est passé de 652 à 800 entre 30 et 50 ans, le gain est plus important, 22,7 %. Pour ceux qui ont 50 ans, les chances d’atteindre 75 ans sont aussi nettement plus grandes, 299 p. 1000 au lieu de 190, soit 57 % de vies en plus.

39L’évolution dans les classes inférieures offre un profil totalement différent. Le progrès jusqu’à 50 ans s’égalise aux différents âges. Dans la jeunesse, entre 5 et 30 ans, la baisse de mortalité atteint 35,5 % ce qui se traduit par un gain de 146 vies humaines soit 24,8 %. Entre 30 et 50 ans, le recul est de 3 5,9 %, le nombre de survivants passe de 630 à 762, soit 21,3 %. Aux âges avancés, la baisse de mortalité est exactement la même que dans les classes moyennes, 13,5 %, ce qui porte les survivants de 148 à 263 soit une progression de 77,8 %. Par rapport aux autres milieux, le contraste est frappant surtout pour les jeunes. Par grands groupes d’âges, la surmortalité des pauvres face aux riches évolue ainsi :

XVIIe siècle

XVIIIe siècle

0 — 4 ans

60,0 %

60,2 %

5 — 29 ans

120,3 %

29,8 %

30 — 49 ans

38,3 %

54,7 %

50 — 75 ans

2 3,0 %

12,9 %

40Inchangé dans les premières années de la vie, l’écart entre 5 et 30 ans, maximum au XVIIe siècle, se réduit de trois-quarts. Il se creuse pour les adultes, baisse de moitié dès la vieillesse.

41Ces chiffres sont lourds de signification économique et sociale. Ils impliquent un rajeunissement des classes populaires, plus nombreuses à entrer dans la vie active — 60 % de plus à 20 ans —, plus nombreuses à se marier et donc à se reproduire. La pression de ces générations fournies entraîne un déséquilibre sur le marché du travail que reflète la stagnation des salaires, ferment de troubles et de tensions politiques. A l’autre extrémité de l’échelle sociale, les classes privilégiées qui n’ont pas bénéficié des mêmes progrès dans l’adolescence et qui accroissent leur avantage dans la force de l’âge sont en procès de vieillissement et cette tendance est renforcée encore par une fécondité déclinante. Du barbon ridicule au vieillard respecté, si le regard que la Société éclairée du XVIIIe siècle porte sur l’âge mûr est bien le reflet d’une évolution démographique, il est aussi le fait d’une réalité sociale.

42Sur un autre plan, hors de notre propos immédiat, mais qu’on ne peut pas ne pas mentionner, ces contrastes, ces évolutions diversifiées que nous révèle l’analyse sociale devraient permettre sinon d’expliquer, du moins de mieux sérier les causes du progrès. De toute évidence, les facteurs susceptibles d’expliquer la baisse de la mortalité dans la petite enfance indépendants de la condition sociale, ne s'appliquent pas à l’adolescence, ni aux adultes. Pour ces derniers, on voit mal comment des transformations économiques et sociales ont pu avoir les mêmes effets dans la bourgeoisie et dans les milieux populaires. Enfin, il aurait fallu prolonger l’étude au XIXe siècle, pour voir qu’une fois encore tout change et que les facteurs n’y sont pas les mêmes que sous l’Ancien Régime.

43En conclusion, rallongement de la vie humaine, avant la révolution jennerienne apparaît de plus en plus comme un phénomène complexe qui nécessite une analyse nuancée, excluant toutes simplifications généralisatrices. C’est sans doute la résultante d’une combinaison de nombreux facteurs, certains dépendants du vouloir humain, d'autres, les plus importants peut-être, indépendants de celui-ci.

Bibliographie

REFERENCES

BLAYO (1975) Yves, « La mortalité en France de 1740 à 1829 », Population, numéro spécial « Démographie historique », novembre 1975, 123-142.

DAY (1979) John, « Crise du féodalisme et conjoncture des prix à la fin du Moyen Age », Annales E.S.C., 2, 305-318.

HANSEN (1978) Hans-Oluf, « Some Age Structural Consequence of Mortality Variations in Pre-Transitional Iceland and Sweden », Les Grandes mortalités : étude méthodologique des crises démographiques du passé, H. Charbonneau, A. Larose (ed.), Liège, 113-132.

HEAD (1977), Anne-Lise, « La mortalité à Claris dans les villages agricoles et dans les villages industrialisés (milieu du XVIIIe-début du XIXe siècle) », Bulletin du Département d’histoire économique, Université de Genève, 7, 1976-1977, p. 39-48.

PERRENOUD (1975), Alfred, « L'inégalité sociale devant la mort à Genève au XVIIe siècle », Population (Numéro spécial « Démographie historique », novembre 1975), 221-243.

— (1978), « La mortalité à Genève de 1625 à 1825 », Annales de démographie historique, 1978, 209-233.

— (1979), La population de Genève du XVIe au début du XIXe siècle. Étude démographique. T. I : Structures et mouvements. Société d’histoire et d’archéologie de Genève, « Mémoires et documents, T. XLVII », Genève-Paris.

— SCS (1971), Service cantonal de statistique de Genève, Quelques aspects de l’évolution et de l’état de la mortalité dans le canton de Genève.

— VEDRENNE-VILLENEUVE (1961), Edmonde, « L’inégalité sociale devant la mort dans la première moitié du XIXe siècle », Population, 665-698.

Annexes

ANNEXES

1 — Tables de mortalité, ensemble de la population, générations 1625-1684 et 1725-1790.

2 — Tables de mortalité, selon l’appartenance sociale, classes aisées.

3 — Tables de mortalité, selon l’appartenance sociale, classes moyennes.

4 — Tables de mortalité, selon l’appartenance sociale, classes inférieures.

ANNEXE 1

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE SENEVE, ENSEMBLE DE LA POPULATION GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE SENEVE, ENSEMBLE DE LA POPULATION GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, ENSEMBLE DE LA POPULATION GENERATIONS 1725-1790

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, ENSEMBLE DE LA POPULATION GENERATIONS 1725-1790

0' Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.

ANNEXE 2

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES AISEES

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES AISEES

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES AISEES

TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES AISEES

0'Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.

ANNEXE 3

TABLE DE MORTALITE SELON L’APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES MOYENNES

TABLE DE MORTALITE SELON L’APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES MOYENNES

TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES MOYENNES

TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES MOYENNES

0’ Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.

ANNEXE 4

TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES INFERIEURES

TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES INFERIEURES

TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE,. VILLE DE GENEVE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES INFERIEURES

TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE,. VILLE DE GENEVE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES INFERIEURES

0' Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.

Notes

1 Dans une précédente étude nous avions retenu l’âge de 20 ans, aujourd'hui 15 ans nous parait préférable, comme étant l’âge de la rupture avec le milieu familial (Perrenoud, 1979).

2 Recensements nominatifs de la ville, 1797, 1798, 1807, 1816, recensements nominatifs du Canton, 1821, 1822, 1828, 1831, 1834, 1837, 1843. Chacun de ces recensements est pourvu d’un répertoire alphabétique moderne.

3 Cet indice est défini comme suit : pour chaque groupe d’âges, on a :
Image 1000000000000076000000452334EE83.jpg où i est le quotient de mortalité de la génération « i ».

4 Pour estimer la part de chaque groupe d’âges dans l’accroissement de la durée moyenne de vie, nous avons repris la méthode utilisée par le Bureau fédéral de statistique :
E(o) — e(o) =
[E(o) — e(o)]. [s(o)+S(o)]. (0,5) — [E(1) — e(1)]. [s(1) + S(1)]. (0,5) + [E(1) — e(1)]. [s(1)+S(1)]. (0,5) — [E(m) — e(m)]. [s(m) + S(m)]. (0,5) + [E(m) — e(m)]. [s(m) + S(m)]. (0,5).
où s(x) et e(x) espérance de vie et survivants à l’époque T et S(x) et E(x), à l’époque t’, avec s(o) = S(o) = 1.

Table des illustrations

Titre TABLEAU 1. QUOTIENTS DE MORTALITE aqx, EN POUR MILLE, SEXES REUNIS, PAR GROUPE DE GENERATIONS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 160k
Titre TABLEAU 2. TABLE DE SURVIE, SEXES REUNIS, PAR GROUPE DE GENERATIONS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 168k
Titre TABLEAU 3. ESPERANCES DE VIE A CERTAINS AGES, PAR GROUPE DE GENERATIONS. SEXES REUNIS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 196k
Titre TABLEAU 4. PROBABILITES DE SURVIE à 1 AN ET ENTRE CERTAINS AGES, PAR GROUPE DE GENERATIONS. SEXES REUNIS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-4.jpg
Fichier image/jpeg, 248k
Titre TABLEAU 5. QUOTIENTS DE MORTALITE EN POUR MILLE, SEXES REUNIS, PAR PERIODE
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-5.jpg
Fichier image/jpeg, 136k
Titre TABLEAU 6 TABLE DE SURVIE, SEXES REUNIS, PAR PERIODE
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-6.jpg
Fichier image/jpeg, 144k
Titre TABLEAU 7. ESPERANCES DE VIE DU MOMENT OBTENUES PAR JUXTAPOSITION DES TABLES PAR GENERATION SEXES REUNIS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-7.jpg
Fichier image/jpeg, 92k
Titre TABLEAU 8. PROBABILITE DE SURVIE à 1 AN ET ENTRE CERTAINS AGES, PAR PERIODE SEXES REUNIS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-8.jpg
Fichier image/jpeg, 108k
Titre TABLEAU 9. QUOTIENTS DECENNAUX DE MORTALITE EN POUR 1000, SEXES REUNIS ET COEFFICIENT DE MORTALITE RELATIVE ENTRE GENERATIONS
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-9.jpg
Fichier image/jpeg, 180k
Titre GRAPHIQUE 1. Coefficient de mortalité relative entre groupes de générations
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-10.jpg
Fichier image/jpeg, 176k
Titre GRAPHIQUE 2. Coefficient de mortalité relative d’après les tables de mortalité du moment.
Légende (Source : France, Y. Blayo, 1975)
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-11.jpg
Fichier image/jpeg, 148k
Titre TABLEAU 10. QUOTIENTS DECENAUX DE MORTALITE EN POUR 1000, SEXES REUNIS, ET COEFFICIENTS DE MORTALITE RELATIVE, ENTRE PERIODE
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-12.jpg
Fichier image/jpeg, 236k
Titre TABLEAU 11. DESTIN DES ENFANTS, PAR SEXE, SELON L’APPARTENANCE SOCIALE GENERATIONS 1725-1790
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-13.jpg
Fichier image/jpeg, 220k
Titre TABLEAU 12. QUOTIENTS DE MORTALITE, _qx, EN POUR MILLE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, SEXES REUNIS, GENERATIONS 1625-1684 ET 1725-1790
Légende 0' Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-14.jpg
Fichier image/jpeg, 248k
Titre TABLEAU 13. TABLE DE SURVIE Sx, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, SEXES REUNIS GENERATIONS 1625-1684 ET 1725-1790
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-15.jpg
Fichier image/jpeg, 252k
Titre TABLEAU 14. SEXES REUNIS/ESPERANCES DE VIE A CERTAINS AGES, EN ANNEES ET DIXIEMES D'ANNEE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, XVIIe – XVIIIe SIECLES
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-16.jpg
Fichier image/jpeg, 112k
Titre TABLEAU 15. PART DE CHAQUE GROUPE D'AGES A L'ACCROISSEMENT DE LA VIE MOYENNE, ENTRE LE XVIIe ET LE XVIIIe SIECLES, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-17.jpg
Fichier image/jpeg, 100k
Titre TABLEAU 16. DIMINUTION DE MORTALITE SELON L'AGE ET L'APPARTENANCE SOCIALE ENTRE 1625-1684 ET 1725-1790 (en pourcentage)
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-18.jpg
Fichier image/jpeg, 124k
Titre GRAPHIQUE 3. Coefficients de mortalité relative entre les générations 1625-1684 et 1725-1790, selon l’appartenance sociale
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-19.jpg
Fichier image/jpeg, 144k
Titre TABLE DE MORTALITE, VILLE DE SENEVE, ENSEMBLE DE LA POPULATION GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-21.jpg
Fichier image/jpeg, 176k
Titre TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, ENSEMBLE DE LA POPULATION GENERATIONS 1725-1790
Légende 0' Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-22.jpg
Fichier image/jpeg, 164k
Titre TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES AISEES
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-23.jpg
Fichier image/jpeg, 168k
Titre TABLE DE MORTALITE, VILLE DE GENEVE, SELON L'APPARTENANCE SOCIALE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES AISEES
Légende 0'Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-24.jpg
Fichier image/jpeg, 168k
Titre TABLE DE MORTALITE SELON L’APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES MOYENNES
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-25.jpg
Fichier image/jpeg, 188k
Titre TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES MOYENNES
Légende 0’ Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-26.jpg
Fichier image/jpeg, 192k
Titre TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE, VILLE DE GENEVE. GENERATIONS NEES DE COUPLES MARIES EN 1625-1684. CLASSES INFERIEURES
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-27.jpg
Fichier image/jpeg, 168k
Titre TABLE DE MORTALITE SELON L'APPARTENANCE SOCIALE,. VILLE DE GENEVE. GENERATIONS 1725-1790. CLASSES INFERIEURES
Légende 0' Mortalité infantile, faux mort-nés non compris.
URL http://books.openedition.org/pul/docannexe/image/14187/img-28.jpg
Fichier image/jpeg, 176k

© Presses universitaires de Lyon, 1982

Conditions d’utilisation : http://www.openedition.org/6540

Cette publication numérique est issue d’un traitement automatique par reconnaissance optique de caractères.
Rechercher dans OpenEdition Search

Vous allez être redirigé vers OpenEdition Search