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Individus et familles : les dynamiques d'une société rurale

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Muriel Neven

Partie III. Les étapes de la vie

Chapitre VIII. Survivre à l’enfance

Texte intégral

  • 1 Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 9.
  • 2 « When fewer children are breast fed and for shorter periods of time, the infant mortality is high (...)
  • 3 C’est notamment ce qu’ont montré Kriedte P., Medick H., Schlumbohm J. en évoquant dans ces régimes (...)

1Dans la seconde moitié du xixe siècle, survivre à l’enfance reste une épreuve et, dans le Pays de Herve comme ailleurs, les enfants encourent des risques qui n’ont rien de commun avec ceux qui s’observent aujourd’hui dans les pays dits développés. L’enfance constitue bel et bien une étape fondamentale dans la vie de l’individu, puisqu’environ un quart des enfants ne vivront pas au-delà, ne deviendront jamais des adultes1. Cette survie des plus jeunes dépend en partie du fonctionnement et de la culture de la famille. Traditionnellement, dans une société où le nombre d’enfants par famille est élevé, comme c’est le cas dans le Pays de Herve, les mortalités infantile et maternelle sont également plus importantes2. Toutefois, la situation de la région bocagère semble d’emblée plus complexe, puisqu’une forte fécondité légitime va de pair avec une espérance de vie très élevée. Or, cette dernière est directement liée à la survie en bas âge. Le Pays de Herve ne peut se positionner dans une dichotomie simpliste entre régimes de basse intensité et régimes de haute pression démographique3. Entre les deux, notre tâche sera de voir comment se construit et fonctionne un régime intermédiaire.

  • 4 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 58 et pp. 72-73—Vandenbroeke C., Van (...)

2Dans la seconde moitié du xixe siècle, la transition démographique se met en marche dans quasiment toutes les régions d’Europe occidentale. La question qui se pose concrètement est de savoir si ce changement vient perturber le système familial hervien. Nombre de travaux menés en Belgique ont mis en évidence une mortalité infantile en légère hausse après 1800, qui ne décline pas vraiment avant 1900 : elle constitue véritablement l’élément résistant de la létalité. D’un autre côté, toujours au niveau national, la mortalité des enfants de plus d’un an diminue plus tôt et de manière très significative4. Il s’agit donc de voir quelle est la situation dans le Pays de Herve et comment ces trois éléments – la survie en bas âge, la culture familiale et la transition démographique – interagissent entre 1850 et 1900.

3Observer et comprendre la mortalité aux jeunes âges est l’objectif de ce premier chapitre, au sein d’une troisième partie entièrement consacrée au cours de la vie individuelle. Il se décompose en quatre sections. Le premier étudie les niveaux de la mortalité à des âges différents, ainsi que leur évolution au cours de la deuxième moitié du xixe siècle, avec le sexe comme premier aspect différentiel. Ensuite, nous présentons de manière assez détaillée le modèle d’analyse multi-variée, dans la mesure où il s’agit de la première utilisation concrète de cette méthode dans notre travail. Il est donc essentiel de préciser à la fois comment nous avons procédé pour élaborer les variables explicatives et sur quelles hypothèses nous nous fondons. Dans les troisième et quatrième parties, nous exploitons les outils statistiques de l’event history analysis pour saisir différents critères de discrimination, critères qui entrent en jeu dans la sélection, la survie des petits Herviens.

  • 5 Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 9.

4Ce chapitre consacré aux enfants étudie les individus depuis leur naissance jusqu’à la veille de leur quinzième anniversaire. Mais il n’est plus à démontrer que la mortalité ne frappe pas tous les enfants de manière égale : les plus jeunes, au xixe siècle, encourent les risques les plus élevés5. Nous avons adopté deux découpes pour cerner l’évolution des risques de mourir dans les quinze premières années de la vie d’un Hervien.

Tableau VIII-1 Quotients de mortalité par âge et par année, moyennes mobiles par pas de 5 ans

Tableau VIII-1 Quotients de mortalité par âge et par année, moyennes mobiles par pas de 5 ans

Note méthodologique : le faible nombre de décès survenus dans l’enfance dans les trois communes étudiées entraîne des variations annuelles aléatoires, qui affectent les taux et les quotients de mortalité. Nous avons donc choisi de calculer ces mesures sur base de l’addition des personne-années présentes pendant 5 ans, et des décès survenus pendant ce même laps de temps. Les quotients de mortalité de 1849 sont donc fondés sur le nombre des décès survenus entre 1847 et 1851, rapportés à la population de référence de ces cinq années. Et ainsi de suite.

5Toutes deux se côtoient sur le tableau VIII-1. La première série indique les quotients de mortalité, exprimés pour mille personne-années, pour trois catégories d’âge : les moins d’un an, les 1-4 ans et les 5-14 ans. Les décès enregistrés endéans les 12 premiers mois de la vie sont traditionnellement considérés comme définissant la mortalité infantile. À partir d’un an, il s’agit de mortalité des enfants. La distinction est explicitement marquée par les démographes anglo-saxons, qui les désignent respectivement par les termes ‘infant’ et ‘child’ mortality. Pour notre part, nous distinguerons la mortalité infantile et enfantine, la frontière entre les deux étant fixée à 1 an. Mais nous avons aussi adopté une seconde découpe, qui distingue les décès en bas âge (moins de deux ans) et ceux survenus entre 2 et moins de 15 ans. C’est en effet l’option que nous avons privilégiée dans la seconde partie de ce chapitre, pour aborder l’analyse de la mortalité des enfants sous un angle multivarié et différentiel. Il s’agit d’un choix de convenance afin de pouvoir travailler avec des effectifs suffisants, en termes de décès et surtout de population de référence, même lorsque nous étudierons la mortalité en bas âge.

1. Mourir jeune : le Pays de Herve remis en contexte

1.1. D’une surmortalité infantile à une sous-mortalité enfantine

  • 6 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 63 et pp. 78-79. La Belgique se situe (...)
  • 7 Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 108 et 154 — Eggerickx T (...)

6Le premier résultat qui ressort du tableau VIII-1 est assez inattendu : la mortalité infantile est plus élevée dans le Pays de Herve que dans l’ensemble du royaume. Dans la seconde moitié du xixe siècle, en effet, ce sont chaque année 219 enfants sur 1.000 qui décèdent en moyenne durant leur première année de vie. Les valeurs oscillent entre un minimum de 149 ‰ et un maximum de 304 ‰. À la même époque, les quotients belges à moins d’un an oscillent entre 147 et 198 ‰6. La spécificité de la région herbagère est nette, d’autant que la province de Liège dans son ensemble connaît une mortalité infantile plus faible que celle de la Belgique et que les villes sont supposées endurer une mortalité plus importante que les campagnes7.

  • 8 Les résultats de Sart sont en fait des moyennes annuelles calculées en fonction des périodes couve (...)
  • 9 Idem, p. 57. Précisément, le taux de mortalité infantile pour les années 1859-1873 s’eleve à 264 ‰ (...)

7Dans le contexte de l’Est de la Belgique, la région bocagère occupe malgré tout une position intermédiaire, à mi-chemin entre l’Ardenne et la métropole verviétoise. À Sart, sur la bordure orientale de l’Ardenne, les décès touchent entre 114 et 209 enfants de moins d’un an sur 1000 ; les taux calculés aux même périodes dans les trois communes herviennes affichent des valeurs clairement supérieures, le différentiel pouvant atteindre 143 ‰8. La comparaison avec Verviers tourne par contre à l’avantage des jeunes Herviens, puisque dans la cité lainière, avant la dépression de 1873-1890, plus d’un quart des enfants meurent chaque année avant d’avoir fêté leur premier anniversaire9.

  • 10 Poulain M., Tabutin. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 65.
  • 11 Alter G., Oris M. (2000), Mortality and economic stress, p. 340. À Sart, pour la seconde moitié du(...)

8Par contre, au-delà de la première année de vie, la région herbagère bénéficie d’une position privilégiée. À 1-4 ans, la proportion de décès est faible dès le milieu du xixe siècle (105 ‰) et elle ne cesse de décroître au fil du temps, si bien qu’un petit Hervien âgé de 1 an en 1898 court seulement 3,3 % de risques de ne pas fêter son cinquième anniversaire. C’est une situation doublement positive. D’une part, la mortalité est de quelque 4 % inférieure à celle des Belges du même âge. D’autre part, le privilège hervien perdure pendant toute notre période d’observation : le quotient à 1-4 ans de l’ensemble du royaume se situe à 70 ‰ en 1900 et est par conséquent deux fois supérieur à celui de nos trois villages tests10. Cet excellent résultat hervien est au moins partiellement une conséquence de la forte sélection opérée avant un an : les enfants qui survivent pendant douze mois ont prouvé leur résistance, tandis que les plus faibles ont été éliminés. Par rapport à l’Ardenne voisine, les bambins du Pays de Herve endurent à 1-4 ans une mortalité moindre, malgré les valeurs déjà basses observées à Sart11.

  • 12 Ibidem.

9Les quotients des « grands » enfants confirment parfaitement la basse mortalité enfantine hervienne. Sur mille Herviens qui soufflent leur cinquième bougie, seulement 42 d’entre eux, en moyenne, ne vivront pas jusqu’à 15 ans. En termes de niveau, le quotient est faible dès le milieu du xixe siècle (89 ‰ en 1849) et se réduit constamment pour n’être plus que de 23 ‰ en 1898. Entre 5 et 15 ans, les valeurs herviennes sont un peu plus réduites que celles observées de l’autre côté de la Vesdre en Ardenne orientale, mais à ces âges, de toute manière, la mortalité est minime de part et d’autre12.

1.2. Temps longs et temps courts de la mort

1.2.1. Des tendances contrastées

10Non seulement la proportion de décès avant un an est élevée, ce qui est déjà un premier élément inattendu dans cette région de basse mortalité, mais en outre, elle tend à augmenter au fil des ans entre 1847 et 1900 (graphique VIII-1). La droite de tendance qui illustre cette progression est certes un peu « menteuse », dans la mesure où la simple évolution chronologique n’explique que 42 % des variations de la mortalité infantile. Cependant le coefficient de corrélation (r) atteint 0,65 et est significatif : la régression linéaire constitue un résumé correct. Au-delà de cette tendance, un déclin assez substantiel s’observe à partir de 1853 (minimum=149 ‰ en 1856) et le niveau reste relativement bas jusqu’en 1862. La mortalité infantile tend alors à s’accroître, pour atteindre un pic de 300 ‰ en 1887.

  • 13 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 58.
  • 14 Vandenbroeke C., Van Poppel F., Van Der Woude A.M. (1983), Le développement séculaire, p. 261 — De (...)

11Il apparaît donc que quand la mortalité diminue partout, l’évolution des décès infantiles ne suit pas encore la même voie. Il faut d’ailleurs attendre en Belgique le tournant du xxe siècle pour les voir décroître de façon significative. L’absence de déclin n’est dès lors pas une spécificité hervienne, de même que la propension à la hausse qui se dessine grosso modo entre le début des années 1860 et la fin des années 1880 n’est pas totalement originale. D’une manière générale, des fluctuations plus ou moins fortes marquent la courbe belge des quotients à 0 an tout au long du xixe siècle et « il semble même y avoir eu une légère augmentation de mortalité de la période 1840-1855 aux périodes ultérieures »13. C’est une tendance qui traverse la plupart des pays occidentaux dans la seconde moitié du xixe siècle14.

Graphique VIII-1 Evolution des quotients de mortalité par âge (moyenne mobile par pas de 5 ans)

Graphique VIII-1 Evolution des quotients de mortalité par âge (moyenne mobile par pas de 5 ans)
  • 15 Les deux phénomènes sont d’ailleurs présentés comme indissociables l’un de l’autre : « Le processu (...)

12En somme, la hausse de la mortalité infantile, qui dure une trentaine d’années dans le Pays de Herve, est surtout inattendue dans la mesure où cette augmentation s’observe nettement dans une zone rurale laitière, alors que deux explications traditionnellement avancées par les historiens sont la montée de l’industrialisation et la mauvaise qualité du lait fourni au nourrisson, à la suite de la diminution de la période d’allaitement15. Dans la dernière décennie du xixe siècle, les quotients à 0 an des trois villages oscillent entre 200 et 250 ‰. La diminution de la mortalité infantile est amorcée, mais ce sont encore un cinquième, voire un quart des bébés qui meurent avant leur premier anniversaire, ce qui constitue, même selon les critères de l’époque, une proportion énorme.

  • 16 Voir les exemples français et néerlandais cités dans la note ci-dessus.

13Dans de telles conditions, si l’espérance de vie à la naissance reste élevée - comme nous l’avons vu dans le chapitre III – c’est que la mortalité infantile est compensée par une très faible mortalité enfantine qui, de plus, est en déclin. Sa baisse est d’ailleurs très homogène, très constante. Les risques au sortir de la petite enfance, entre 5 et 14 ans, sont encore plus faibles, conformément au patron « normal » de la mortalité qui veut que les décès des enfants diminuent à mesure que l’âge augmente. Ils ont aussi une tendance décroissante tout à fait manifeste, la pente de la droite étant seulement un peu moins prononcée. Dans la dernière décennie, les risques de décéder dans les groupes d’âges 1-4 et 5-14 ans sont presque analogues, inférieurs en tout cas à 5 %. De ce point de vue, la baisse de la mortalité des Herviens de 1 à 14 ans après 1850 s’inscrit parfaitement dans le modèle à la fois européen et régional16.

Graphique VIII-2 Évolution des quotients de mortalité par âge (0-1 et 2-14 ans) (moyenne mobile par pas de 5 ans)

Graphique VIII-2 Évolution des quotients de mortalité par âge (0-1 et 2-14 ans) (moyenne mobile par pas de 5 ans)

14Le graphique VIII-2 marque, quant à lui, les différentes évolutions qui affectent la jeune enfance (les moins de 2 ans) et les plus âgés. Il confirme un élément important pour la deuxième partie de ce chapitre : la césure à deux ans se justifie, elle constitue un choix pertinent dans la mesure où une tendance à la hausse se dessine pour les plus jeunes. Elle est moins nette évidemment que celle des enfants de moins de 12 mois, mais suffisante pour isoler une population relativement spécifique. Cette distinction permettra donc de placer dans notre fichier d’étude des jeunes enfants une population plus importante, et donc d’aboutir a des résultats plus sûrs statistiquement parlant. Ce graphique prouve que cette découpe n’affecte pas la cohérence des données.

1.2.2. Les crises de mortalité

15Le niveau moyen de la mortalité, malgré des tendances bien dessinées, peut être plus ou moins affecté par des crises d’une certaine ampleur. Leur espacement et leur atténuation entre 1750 et 1918 sont une composante conjointe de la transition épidémiologique et du passage de sociétés de pauvreté de masse vers des sociétés de relative abondance de masse. Mais ce n’est pas un processus simple et continu. La révolution industrielle casse la vieille tension entre population et subsistance, mais elle produit une explosion urbaine et une amélioration extraordinaire des communications, qui font le lit d’épidémies virulentes et meurtrières. Elles débordent les bassins urbains et se répandent dans les campagnes (cf. chapitre III).

  • 17 Sur les méthodes d’identification des crises et quelques applications concrètes, voir Palloni A. ( (...)
  • 18 Neven M. (1997), Epidemiology of town and countryside, pp. 44-47.

16Pour repérer les crises, différentes méthodes sont à la disposition du démographe : distance de plus d’un écart-type par rapport à la droite de tendance, dépassement du résidu quadratique moyen (+U), indice de Dupâquier constituent les principales17. Nous ne les présenterons pas en détail ici puisqu’elles ont fait l’objet d’une explication plus circonstanciée dans un article antérieur18.

  • 19 Nous renvoyons le lecteur à l’article fondateur de Dupaquier J. (1979), L’analyse statistique des (...)

17Après avoir testé plusieurs hypothèses, notamment l’élaboration de plusieurs droites de régression afin d’obtenir pour la mortalité infantile un meilleur résumé des tendances, nous avons choisi d’identifier les crises de mortalité survenues dans le Pays de Herve grâce à deux techniques, qui se fondent toutes deux sur l’évolution des taux annuels de mortalité. La première consiste à représenter graphiquement l’évolution de la courbe des taux à un âge donné. Il s’agit ensuite de calculer le résidu quadratique moyen : tous les points qui, sur le graphique, dépassent +U peuvent être considérés comme des phases critiques. La seconde méthode, mise au point par J. Dupâquier, offre l’avantage de « quantifier » l’ampleur de la crise. Sans entrer dans les détails, l’indice peut avoir différentes valeurs : 1 signale un léger déséquilibre, 2 repère un accident moyen, 3 une crise importante et 4 une véritable catastrophe19.

  • 20 Cet indice se fonde en effet sur l’écart entre le taux de mortalité d’une année et la moyenne des (...)
  • 21 Le terme de crise peut être mis entre guillemets dans la mesure où la mortalité est peu significat (...)

18Le tableau VIII-2 résume les différentes crises repérées par ces deux approches dans les trois groupes d’âges successifs. Si l’on excepte les cinq premières et les cinq dernières années de notre observation, pour lesquelles l’indice de Dupâquier n’a pas pu être calculé20, sur les 20 perturbations repérées, un peu plus de la moitié seulement (11 précisément) sont isolées à la fois par les deux modes d’identification des accidents de mortalité. Le caractère localisé des « crises » de mortalité21 ressort indéniablement. Ce tableau révèle à tout le moins quatre traits importants de la létalité des enfants :

  • D’abord, peu de perturbations sont communes aux trois groupes d’âge. Celle de 1848 touche tous les petits Herviens, mais le graphique VIII-3 indique toutefois qu’elle fut de faible amplitude. Par contre, l’accident de 1882, s’il atteint tous les enfants, fut particulièrement meurtrier pour les 1-4 ans ;
  • D’autre part, il apparaît que globalement, les crises furent de faible ampleur : seules deux crises majeures ressortent du tableau, celle de 1882 sur laquelle nous reviendrons, et celle de 1871 chez les enfants les plus âgés ;
  • Par rapport aux poussées de mortalité des enfants repérées au niveau de l’ensemble du royaume par M. Poulain et D. Tabutin, nos trois villages herviens offrent peu de ressemblances. Les seuls points communs sont les hausses de niveau des années 1857-1859 et de 1865, que ces auteurs attribuent à des récessions économiques22 ;
  • Enfin, les rapports de la Commission médicale de la province de Liège fournissent dans l’ensemble peu d’éléments pour comprendre les poussées soudaines du nombre de décès. Particulièrement, le détail par tranche d’âge est très lacunaire. Comme nous l’avons vu dans le chapitre III, les villages qui nous concernent sont très rarement mentionnés. Cet élément peut s’interpréter de deux manières, qui se combinent d’ailleurs peut-être : la quasi-absence de mentions relatives à Clermont, Charneux et Neufchâteau signifie sans doute que ces localités ont été largement épargnées, mais aussi, une déclaration peu rigoureuse des décès de la part du médecin local, voire de l’administration communale, peut se conjuguer à ce bilan sanitaire apparemment sain. En effet, dans l’Exposé sur la situation administrative de la province de Liège, des plaintes réitérées par les autorités provinciales accusent la négligence des fonctionnaires locaux, qui omettent de déclarer « les cas de maladies contagieuses ou pouvant devenir épidémiques, qui se produisent dans leur commune »23.
  • 24 Neven M. (1997), Epidemiology of town and countryside, p. 72.
  • 25 Pour rappel, la vaccine fut inoculée pour la première fois à l’homme en 1796 par Jenner, mais la v (...)
  • 26 Exposé de la situation administrative de la province de Liège, 1883, p. 155.

19Ces lacunes dans notre approche explicative des poussées de mortalité ne doivent pas empêcher toute tentative de compréhension et les éléments dont nous disposons permettent de mettre en lumière un certain nombre de faits. Penchons-nous pour commencer sur les accidents les plus marqués. Le pic de mortalité de 1882 est celui qui ressort le plus nettement dans la seconde moitié du xixe siècle. Pourtant, au niveau de la Belgique, et même de la région liégeoise, aucune hausse particulière des taux de mortalité ne s’observe cette année-là24. L’Exposé de la situation de la Province de Liège mentionne des épidémies sporadiques de variole25, notamment au cœur de l’Entre-Vesdre-et-Meuse : « Pendant l’année 1882, la variole a fait son apparition à Aubel, Bas-Oha, Clermont-sur-Berwinne et Latinne, mais ce n’est que dans cette dernière localité qu’elle a sévi d’une manière assez intense »26. On le voit, le discours est vague, et il n’est pas évident de pouvoir attribuer à coup sûr la hausse observée dans les trois villages herviens à cette seule maladie. En outre, de nombreux cas de fièvre typhoïde et de fièvre muqueuse ont été constatés vers la fin de l’année, signale encore le rapport provincial, toujours aussi flou quant à la géographie, aux conséquences et aux victimes de ces maladies meurtrières. L’examen détaillé de notre base de données ne permet pas de dégager des éléments plus sûrs : parmi les moins d’un an, octobre et décembre apparaissent bien cette année-là comme des mois de surmortalité, mais chez les 1-4 ans, le gros des décès est plutôt survenu pendant le premier semestre. Chez les plus grands, seuls 5 décès sont enregistrés en 1882...

Tableau VIII-2. Les crises de mortalité dans l’enfance

Tableau VIII-2. Les crises de mortalité dans l’enfance

Légende : U = crises repérées grâce au résidu quadratique moyen ; D = crises isolées par l’indice de Dupâquier

Graphique VIII-3. Les crises de mortalité dans l’enfance. Taux annuel de mortalité à moins d’1 an, à 1 – 4 ans et à 5 – 14 ans

Graphique VIII-3. Les crises de mortalité dans l’enfance. Taux annuel de mortalité à moins d’1 an, à 1 – 4 ans et à 5 – 14 ans
  • 27 Sur les ravages du choléra en Europe, voir Bourdelais P. (1988), Le choléra, présentation Id. (1 (...)

201871 fut aussi une année noire pour les petits Herviens. Nous ne nous attarderons pas cependant sur les ravages de la variole cette année-là, car nous nous y sommes déjà attachée dans le troisième chapitre de ce travail. Rappelons simplement qu’elle marque un tournant essentiel dans l’histoire épidémiologique de la région, dans la mesure où, pour la première fois, le patron de la mortalité du Pays de Herve s’inscrit dans un cadre beaucoup plus général, celui de l’unification microbienne du monde. Avant cette date, les grandes crises de mortalité, particulièrement celles provoquées par le choléra, n’avaient guère entraîné de véritables hausses des décès dans la zone herbagère, alors que les villes de l’Est de la Belgique avaient essuyé en 1849, 1854 et 1866 des pertes humaines importantes27. En 1871 – c’est un fait nouveau –, Clermont et Neufchâteau paient eux aussi un lourd tribut à l’épidémie. La ventilation des décès par âge met en évidence une préservation des enfants de 1-4 ans, difficile à expliquer, mais une augmentation flagrante de la mortalité infantile et des décès parmi les grands enfants (5-14 ans).

  • 28 Pour une fois, la variole semble hors de cause dans ce pic de mortalité. L’Exposé de la situation (...)
  • 29 C’est le cas notamment à Tilleur entre 1847 et 1873, tandis que des entités rurales ardennaises co (...)

21Hormis ces deux accidents majeurs, notons encore la petite hausse conjoncturelle de 1848, légère mais apparente dans toutes les tranches d’âge28. L’examen de la mortalité saisonnière n’éclaire pas la question, car les surmortalités ne s’observent pas aux mêmes moments de l’année selon la catégorie d’âge envisagée. Un élément ressort toutefois très clairement de cette analyse saisonnière : les maladies d’été, habituellement observées dans les villes surpeuplées et insalubres pendant la phase d’industrialisation sauvage29, sont quasiment absentes du paysage pathologique hervien. Diarrhées et gastro-entérites, traditionnellement jugées responsables des surmortalités pendant les mois les plus chauds de l’année, ne faisaient pas beaucoup de victimes au cœur du Pays de Herve.

  • 30 Pour plus de détails, se reporter à Neven M. (2000a), Dynamique individuelle et reproduction famil (...)

22Si l’on excepte les poussées de mortalité peu marquées, c’est-à-dire celles qui ne concernent qu’une catégorie d’âge et qui n’ont été isolées que par une seule des deux méthodes d’identification, huit années se révèlent encore avoir été anormalement meurtrières. Toutefois, l’Exposé de la situation administrative de la Province ne fournit aucune indication directe sur ces accidents, dans la mesure où aucun des trois villages-test n’est jamais explicitement cité. Tout au plus doit-on se contenter de constats qui indiquent qu’une série de maladies enfantines, dont la fièvre scarlatine, la fièvre typhoïde ou la variole, ont sévi dans diverses localités de la province30.

23En résumé, le Pays de Herve présente l’image surprenante d’une surmortalité infantile qui tranche avec une sous-mortalité enfantine. En tout état de cause, l’explication de ce contraste relève d’éléments structurels et non conjoncturels : dans ce paysage épidémiologique rural, peu d’accidents graves émergent. Les crises sont modérées, éparses, variables selon le groupe d’âge, si l’on excepte deux dépressions plus accentuées. Au niveau des pathologies, malgré des inconnues, il paraît clair que les principaux responsables sont la variole, la scarlatine et la fièvre typhoïde. Toutefois, elles ne ravagent pas le Pays de Herve. Une des explications qui peut être avancée avec une certitude raisonnable, c’est que la population vit dans un habitat dispersé, peu propice à l’explosion d’épidémies meurtrières.

1.3. Les inégalités face à la mort : le sexe comme premier critère de différenciation

  • 31 Vallin J. (1985), La mortalité différentielle, p. 66 — Id. (1988), La mortalité en Europe, p. 32.
  • 32 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 105 — voir aussi Tabutin D. (...)
  • 33 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 106.

24A l’heure actuelle, la surmortalité masculine est une réalité à tout âge, mais c’est un phénomène démographique typique du xxe siècle31. À l’époque moderne, les femmes apparaissaient au contraire défavorisées, à certains âges tout au moins, et cette situation a perduré au début même de l’époque contemporaine : « Au xixe siècle, la surmortalité des jeunes filles par rapport aux garçons était un phénomène quasi général en Europe, et qui semble même s’être accentué au cours de ce siècle »32. En Belgique, au milieu du xixe siècle, les nouveau-nés de sexe masculin subissent un petit désavantage face à la mort par rapport à leurs consœurs, mais dès un an, la balance s’incline en leur faveur : entre 1 et 20 ans, la surmortalité féminine est évidente dans l’ensemble du royaume. L’écart entre les sexes se révèle particulièrement net au début de l’adolescence (10 à 14 ans inclus), quand les décès masculins ne représentent que 66 % des décès féminins33.

  • 34 Ibidem Eggerickx T., Tabutin D. (1992), La mortalité des jeunes, p. 9. À Rome, au début du xixe  (...)

25Dans T Entre-Vesdre-et-Meuse, comme l’indique le tableau VIII-3, les petits Herviens de sexe masculin endurent pendant leur première année de vie une surmortalité de 11 %. La région herbagère s’inscrit donc de ce point de vue dans le schéma traditionnel observé en Belgique, mais la discrimination par sexe y est moins marquée toutefois : en Belgique, en effet, entre 1841 et 1845, le désavantage des garçons atteint 20 % en moyenne34.

Tableau VIII-3. Le rapport de masculinité des quotients de mortalité dans l’enfance

Âge

(H/F) * 100

0 an

111

1 -4 ans

101

5 -14 ans

93

0 -1 ans

108

2 - 14 ans

102

26Par la suite, les inégalités herviennes s’estompent : jusqu’à 2 ans, la surmortalité masculine s’élève encore à 8 %, mais si l’on considère les enfants âgés de 1 à 4 ans, le différentiel de sexe est quasi inexistant. Cette égalité devant la mort cache une petite évolution dans le temps, que le manque d’effectifs annuels ne permet pas de détailler. Signalons simplement qu’avant 1873, le rapport de masculinité des quotients à 1-4 ans s’élève à 111 et que dans la dernière décennie du siècle, les filles apparaissent pour la première fois clairement désavantagées. La surmortalité juvénile des fillettes se dessine plus nettement : pour 100 garçons de 5-14 ans qui meurent, on dénombre en moyenne 107 décès de filles du même âge.

  • 35 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 106.
  • 36 Eggerickx T., Tabutin D. (1992), La mortalité des jeunes, p. 9.
  • 37 Poulain M, Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 106.

27Les rapports de masculinité après un an appellent deux commentaires. Pour commencer, à 1-4 ans, un décalage flagrant apparaît avec l’ensemble du royaume, où dans les aimées 1841-1845, les petites filles encourent déjà des risques de mourir de 1 à 9 % supérieurs à ceux encourus par leurs camarades de sexe masculin35. La position défavorisée des fillettes serait d’ailleurs à son apogée dans le pays au cours de la décennie 1840, expliquent M. Poulain et D. Tabutin, puis s’estompe par la suite. Quelque cinquante ans plus tard, vers 1890, la surmortalité du sexe féminin dans ce groupe d’âge est devenue un « phénomène essentiellement rural, survenant à des âges où l’on ne va ni à l’école, ni au travail »36. La spécificité hervienne émerge à deux points de vue : d’une part, au milieu du xixe siècle, ce sont les garçons qui, à 1-4 ans, sont plus fragiles, plus exposés à la mort, ce qui correspond à un patron biologique normal. D’autre part, la surmortalité féminine apparaît seulement à la fin du xixe siècle, alors qu’elle est en voie de résorption dans l’ensemble du royaume. À ce moment, il est encore normal de trouver dans les campagnes belges une situation dans laquelle les filles sont lésées. Quant à la surmortalité des Herviennes de 5-14 ans, elle s’avère finalement bien mince quand on la compare à celle que connaissent les petites Belges dans leur ensemble. En effet, les rapports de masculinité de la mortalité sont respectivement de 83 à 5-9 ans, et de 66 à 10-14 ans, soit un désavantage féminin qui oscille entre 17 et 34 %37 !

28D’une manière générale, cette analyse de la mortalité différentielle selon le sexe met en relief, une fois de plus, le relatif égalitarisme de la société hervienne. Concrètement, c’est surtout par rapport aux discriminations qui s’observent ailleurs, et sur l’ensemble du territoire belge en général, que la région herbagère apparaît comme peu sélective. La surmortalité biologique des nourrissons et bébés de sexe masculin s’observe au cœur de la région herbagère, sans prendre toutefois des proportions trop importantes. À l’opposé, les filles de 5 à moins de 15 ans sont un peu désavantagées par rapport à leurs frères. Quant aux enfants de 1-4 ans, une situation plus nuancée ressort : elle met surtout en évidence une quasi-absence de discrimination.

2. Systématiser l’analyse différentielle : l’histoire des biographies appliquée à la mortalité des enfants

2.1. Un bref rappel des buts et des principes

29Jusqu’à présent, si nous avons décrit les niveaux, les orientations et les conjonctures de la mortalité des plus jeunes dans le Pays de Herve, nous en avons envisagé les causes de manière superficielle. L’âge, le sexe et l’isolement vis-à-vis des crises ont constitué l’essentiel de notre tentative de compréhension. Ici, nous envisageons, à travers un modèle d’analyse multivariée, les facteurs – à la fois individuels, familiaux et communautaires – qui augmentent ou diminuent, pour un jeune Hervien, le risque de mourir dans les premières années de sa vie.

30À partir des renseignements disponibles dans nos sources, nous avons isolé un certain nombre de facteurs que nous jugeons susceptibles d’influencer la mortalité des enfants, en calculant le cas échéant des indicateurs spécifiques pour chacun des individus concernés, c’est-à-dire concrètement, pour tous les enfants de Charneux, Clermont et Neufchâteau qui, entre le 16 octobre 1846 et le 31 décembre 1900, ont eu entre 0 et 15 ans. Si le sexe, le lieu ou la période de naissance sont des indications facilement accessibles, l’intervalle intergénésique, la présence des parents dans le même ménage ou encore le rang de naissance requièrent des manipulations plus complexes. Nous avons alors élaboré un modèle multivarié qui, comme son nom l’indique, combine plusieurs variables. Le but est de faire une série d’hypothèses concernant la probabilité de survenance de l’événement étudié, en l’occurrence, le décès.

31La caractéristique de l’analyse multivariée, et son grand avantage, réside dans le fait que les variables se contrôlent mutuellement. Traditionnellement en effet, lorsque l’on observe une surmortalité des familles d’immigrés, il est difficile de savoir si elle résulte uniquement de l’origine des individus ou si elle est liée au statut professionnel des nouveaux venus, à leur installation dans des quartiers d’habitation plus insalubres, etc. Ici, les résultats sont beaucoup plus clairs et doivent se lire comme suit : « toutes les autres variables du modèle restant égales, le statut d’immigré augmente (ou non) le risque de mourir de x % ».

2.2. Modéliser la mortalité des enfants : hypothèses explicatives

  • 38 C’est dans cette optique qu’ont été rédigés en 1997-98 une série de Working papers eurasiens, dont (...)

32Avant toute chose, il est important de rappeler que ce travail été conçu pour s’inscrire, par certains aspects, dans le vaste Projet eurasien pour l’étude comparée de la population et de la famille, que nous avons déjà eu l’occasion d’évoquer à plusieurs reprises. Une série de colloques et de réunions scientifiques ont été organisées entre 1994 et 1999 afin de comparer les spécificités des cinq pays participants et, aussi, de mettre en exergue leurs points communs. Dans ce contexte, des modèles explicatifs types ont été élaborés en collaboration avec les différentes équipes nationales, et ce fut notamment le cas pour la mortalité. Ces modèles, et les variables qui les composent, ont été conçus à la suite de recherches relativement fastidieuses et d’études-pilotes destinées à montrer la voie, lever certains écueils et pointer du doigt les difficultés majeures38.

33Notre analyse personnelle sur la mortalité des enfants dans le Pays de Herve a largement bénéficié des avancées qui ont été réalisées par le « Groupe eurasien ». Elle ne se présente pas, bien sûr, comme une copie conforme du modèle eurasien de base, mais elle refuse de s’en écarter de manière outrancière dans un souci bien affirmé de comparabilité des résultats et d’insertion dans un vaste projet collectif. Nous avons quand même omis des variables dont la pertinence dans le contexte hervien n’est pas avérée. Par exemple, l’appartenance de l’enfant à la famille souche du chef de ménage est tellement généralisée dans l’Entre-Vesdre-et-Meuse (plus de 98 % des cas) qu’il est peu judicieux d’en tenir compte. À l’opposé, nous avons aussi intégré une série d’indicateurs personnels que nous avons déjà évoqués, pour la plupart, dans les chapitres précédents. Les fréquences patronymiques ou le ratio microéconomique du ménage sont de ceux-là.

34Les modèles multivariés tirent une partie de leur richesse, nous l’avons vu, de la coexistence de variables explicatives qui se situent à des niveaux différents. Par souci de clarté, nous distinguons dans notre fichier quatre grands types de variables, mais les frontières entre elles sont parfois floues et mal définies.

351. Nous les avons évoquées dans le chapitre I, les variables communautaires vont au-delà de l’individu, de sa famille, de son ménage ; elles caractérisent plutôt un système régional, une « communauté » d’existence :

36(a) Les périodes – Pour saisir d’éventuels changements structurels survenant dans la seconde moitié du xixe siècle, nous avons retenu les trois périodes désormais traditionnelles dans ce travail que sont 1847-1872, 1873-1890 et 1891-1900.

  • 39 « (...) we have found that the mortality among children over the age of one year is directly depen (...)

37(b) Les prix – Nous avons tenté d’intégrer la conjoncture économique dans nos modèles multivariés, dans la mesure où une série de travaux ont mis en avant un lien entre les hausses soudaines des prix et les accidents de mortalité39. La difficulté réside bien sûr dans la constitution de séries cohérentes et adaptées au contexte régional. Concrètement, nous avons mis au point deux variables explicatives de conjoncture :

  • La première est l’indice des prix sur le marché belge entre 1847 et 1900, tel qu’il a été élaboré par P. Scholliers40. Elle est censée indiquer le coût de la vie, mais son point faible est justement qu’elle a été établie pour l’ensemble du royaume et qu’elle risque de ne pas refléter correctement les tendances locales. En outre, elle traduit davantage la situation du monde ouvrier urbain, que celle du paysan qui peut recourir jusqu’à un certain point à l’autoconsommation ;
  • La seconde est l’évolution du prix du beurre sur le marché de Verviers entre 1851 et 190041. Dans le Pays de Herve, nous estimons que cette variable peut refléter la conjoncture des revenus, même s’il est évident qu’il ne s’agit que d’une approximation rudimentaire et que tous les Herviens ne gagnent pas leur vie en vendant du beurre ! Simplement, nous considérons que si son prix augmente, la population hervienne, grande productrice de denrées laitières, voit dans l’ensemble ses revenus croître également ;
    Ces mesures fondées sur des séries économiques sont bien sûr discutables et ne prétendent d’ailleurs pas à la perfection. On peut s’interroger notamment sur le fait que nous avons recours à des données annuelles pour expliquer un phénomène comme la mortalité infantile, qui s’inscrit assez souvent dans le court terme. Si nous avons procédé de la sorte, c’est tout simplement parce que nous n’avons pas encore été en mesure de reconstituer des séries mensuelles.

38(c) Enfin, nous avons aussi intégré dans notre fichier une troisième variable communautaire, la commune de résidence . Cette distinction entre Charneux, Clermont et Neufchâteau permettra de repérer d’éventuelles différences très locales de la mortalité en bas âge, ou au contraire, de mettre en exergue la relative homogénéité du centre de la région herbagère.

392. Les variables familiales

40(d) La profession du chef de ménage est une variable traditionnellement employée dans les analyses de démographie différentielle pour expliquer les comportements des individus, qu’il s’agisse d’actes volontaires (émigrations, mariages) ou subis (mortalité). Comme dans le chapitre VII, nous avons opté pour une répartition socioprofessionnelle qui tient compte à la fois de la branche d’activité et du statut social du chef de ménage. Pour rappel, six groupes ont été distingués : les ’sans profession’, les journaliers et domestiques, les cultivateurs et fermiers, les ouvriers qualifiés du secteur textile, les artisans et, enfin, la petite et moyenne bourgeoisie, y compris les professions libérales.

41(e) Le ratio microéconomique du ménage , tel que nous l’avons expliqué dans le chapitre IV, fournit une indication sur l’équilibre de la cellule de cohabitation. C’est donc une pondération, par des échelles de consommation et de production potentielle, de la structure par âge et sexe du groupe domestique, structure qui influence directement les besoins et les revenus du ménage.

  • 42 Pour un aperçu bibliographique, voir Beekink E., Van Poppel F., Liefbroer A. (1997), Surviving the (...)
  • 43 Étant entendu que le terme d’orphelin est étendu à tous ceux qui ne vivent pas dans la même cellul (...)

42(f) La présence des parents est un facteur essentiel, a priori, dans les probabilités de survie d’un tout jeune enfant. Plusieurs analyses ont mis en évidence une relation causale claire entre la survie du nourrisson et celle de ses parents42. Dans cette étude, nous distinguons les enfants qui cohabitent avec leurs deux géniteurs, ceux qui vivent seulement avec leur mère, seulement avec leur père et, enfin, les orphelins complets43.

  • 44 Or, l’allaitement maternel est perçu comme bénéfique à l’enfant, dans la mesure où il le protège m (...)

43(g) Si nous considérons comme une hypothèse plausible que la présence des parents est un appui précieux pour les tout jeunes enfants, le rôle des frères et sœurs n’est pas aussi simple à définir. En effet, à des âges très jeunes, partager non seulement la tendresse de ses parents, mais aussi et surtout les soins qu’ils prodiguent et la nourriture, peut constituer une pénalité. Cette variable envisage la compétition, au sein d’un même ménage, entre les jeunes enfants, en fonction de l’écart d’âge qui existe entre eux et en fonction de leurs survies respectives. Dans le contexte hervien où les fratries sont traditionnellement très étendues, cette analyse prend véritablement tout son sens. Nous avons vu précédemment que les jeunes enfants vivaient dans les ménages les moins solides, les moins équilibrés d’un point de vue microéconomique. Nous aurons ici l’occasion de vérifier si l’intervalle intergénésique, d’autant plus bref que les naissances sont nombreuses sur une vie féconde courte, joue un rôle discriminant. C’est aussi à ce niveau que se pose la question de la durée de l’allaitement, puisque chaque nouvelle arrivée écourte pour la maman la possibilité de nourrir l’enfant précédent avec du lait maternel44. Cette compétition peut jouer dans des sens divers et toutes les hypothèses sont ouvertes : si le nouveau-né risque de pâtir de la présence d’un aîné à peine plus âgé que lui, il est aussi très possible qu’il accapare toute l’attention et toutes les ressources maternelles, au détriment de son prédécesseur. De même, la survie de l’enfant précédent peut être positive, puisqu’elle traduit d’une certaine manière la bonne santé générale de la famille concernée, mais elle indique aussi que la rivalité sera plus forte. En ce sens, un décès antérieur peut signifier pour le jeune nourrisson qu’une place est vacante ou que l’environnement est malsain.

44(h) Les variables précédentes testent la compétition entre l’individu étudié et son aînée ou son aîné éventuels. Pour compléter cette approche, nous tenons compte également des frères et sœurs plus jeunes . Notre but explicite est d’envisager une hypothèse que nous émettons ci-dessus, selon laquelle l’arrivée d’un petit dans la famille lèse profondément celui qui auparavant était le cadet.

45(i) Les frères et sœurs plus âgés peuvent constituer, selon la situation, une variable de compétition ou une variable d’assistance. En effet, s’ils apparaissent parfois comme des concurrents directs pour bénéficier des soins et partager la nourriture, ils sont aussi susceptibles d’apporter à leur mère une aide précieuse pour prendre soin de leurs cadets. Ici, contrairement à ce que nous faisions en envisageant l’écart intergénésique, nous ne nous limitons pas à l’aîné direct. Il s’agit simplement de voir si l’individu étudié a au moins un frère ou une sœur plus âgés qui réside dans le ménage, et si ce facteur accroît ou diminue le risque de mourir pour le tout petit enfant. Il est clair que nous n’avons à ce stade aucun a priori : ces facteurs explicatifs peuvent jouer dans un sens ou dans l’autre, notamment en fonction de l’écart d’âge entre les enfants. D’autre part, le sexe est également pris en compte, en partant de l’hypothèse selon laquelle ce sont principalement les grandes sœurs qui sont chargées de veiller sur les plus jeunes.

  • 45 Derosas R. (2002), Fatherless families in Venice 1859-1869.

46(j) Dans l’analyse du contexte familial, deux facteurs s’affichent résolument comme des variables d’assistance. Il s’agit au premier chef de la présence des grands-parents qui, particulièrement dans le cas de la grand-mère, sont censés assister la mère dans la gestion du groupe domestique. Certes, nous avons vu que la cohabitation de deux noyaux familiaux était loin d’être la norme dans l’Entre-Vesdre-et-Meuse, mais il n’en est pas moins intéressant de voir, lorsque tel est le cas, si les petits-enfants bénéficient de leur situation quelque peu exceptionnelle. En outre, nous avons noté malgré tout que les veufs (surtout) et, dans une moindre mesure, les veuves, venaient parfois après leur deuil cohabiter avec un de leurs enfants. En Italie, R. Derosas a montré que lorsqu’une maman se retrouvait seule avec ses enfants après le décès de son époux, la grand-mère paternelle jouait un rôle protecteur particulièrement important auprès des jeunes orphelins45.

47(k) Dans le même ordre d’idées, nous avons choisi de retenir les fréquences patronymiques comme un facteur explicatif possible, partant du principe que plus le réseau familial de l’individu était dense, plus ses chances de survie étaient grandes. Nous avons réparti cette variable en six classes :

  1. aucun patronyme identique dans la commune
  2. 1-4 personnes
  3. 5-9 personnes
  4. 10-19 personnes
  5. 20-49 personnes
  6. 50 personnes et plus

48Une telle typologie permet d’écraser les contrastes entre ceux qui possèdent un réseau de parenté très restreint et ceux qui peuvent s’appuyer sur de nombreux parents. En termes concrets, chaque arrivée dans le village d’un membre supposé de la même famille n’est pas prise en considération : le changement n’est enregistré que lorsque l’individu passe d’une classe à l’autre, par exemple d’un réseau de 9 à un réseau de 10 membres. En effet, nous estimons que pour un Charneutois totalement isolé, l’arrivée d’un seul parent (potentiel) dans la commune aura des conséquences bien plus marquées que cette même progression d’un seul individu pour quelqu’un qui bénéficie déjà du soutien potentiel de 35 personnes !

493. Il existe aussi ce que nous avons appelé les variables biologiques et environnementales :

  • 46 Deux remarques s’imposent à propos des mort-nés. D’abord, il n’est guère possible de garantir, à p (...)

50(1) L’âge de la mère , encore à l’heure actuelle, est un facteur à prendre en compte pour étudier la mortalité des tout jeunes enfants. L’on sait en effet qu’une série de maladies congénitales ont d’autant plus de chances de survenir lorsque la mère procrée à un âge élevé. Dans le Pays de Herve, où le mariage tardif est la règle, les derniers-nés d’une famille courent de ce point de vue des risques plus élevés que leurs aînés. Nous avons retenu pour la maman, outre une rubrique ’âge inconnu’, cinq catégories d’âge : 15-24 ans, 25-29, 30-34, 35-39 et 40-49. À ce stade, nous savons simplement que le nombre de mort-nés a peu évolué au cours de la seconde moitié du xixe siècle. Pour l’ensemble de la période 1847-1900, 117 enfants nés sans vie46 ont été reportés dans les registres d’état civil des localités étudiées, ce qui représente 12,9 % des décès survenus à moins d’un an. Aucune tendance significative à la hausse ou à la baisse ne semble affecter cette courbe. Or, la proportion de mort-nés traduit partiellement l’état de santé de leur maman. Le fait qu’elle reste relativement constante au fil du temps ne plaide pas en faveur d’une détérioration, ni d’une amélioration du reste, de la condition féminine dans la région rurale herbagère.

  • 47 Pour la Belgique, E. Vilquin a mené une vaste enquête en 1878 (La mortalité infantile selon le moi (...)
  • 48 Perrenoud A. (1979), La population de Genève, pp. 429-431.

51(m) La saison de naissance est un élément dont l’importance est loin d’être négligeable, tout spécialement dans l’étude de la mortalité infantile. Depuis une vingtaine d’années, des auteurs y consacrent ponctuellement des études, qui gagnent en précision au fil du temps, grâce à l’utilisation des techniques modernes de la démographie historique, particulièrement des méthodes d’event history analysis47. Il y a vingt ans exactement, A. Perrenoud a mis en avant l’idée selon laquelle le passage de l’époque archaïque à l’époque moderne s’est traduit par « une surmortalité hivernale croissante » et une atténuation des mortalités de fin d’été48.

  • 49 Alter G. et al. (2002), When dad died.

52(n) La taille du ménage , exprimée en logarithme, semble a priori ressortir aux variables familiales. Mais en réalité, l’interprétation des résultats risque de déboucher davantage sur des considérations environnementales, comme ce fut le cas lors d’une étude antérieure menée sur le village ardennais de Sart49. Nous y reviendrons lors de l’analyse des résultats. Indépendamment de ces considérations, il est clair que la taille du ménage est un facteur à prendre en compte, pour la simple raison qu’il contrôle le ratio économique du ménage. En effet, ce dernier sera parfaitement équilibré, nous l’avons vu, s’il est égal à 100, mais ce résultat peut provenir de situations bien différentes : si une personne vit seule, et qu’elle consomme précisément ce qu’elle est susceptible de produire, son ratio microéconomique peut égaler 100 %. Ce ratio aura une valeur bien supérieure s’il s’agit d’un ménage de 6 personnes qui serait parfaitement équilibré ! Précisons aussi que la taille est exprimée en logarithme pour une raison technique simple : dans les sociétés nucléaires, la proportion d’enfants de moins de 15 ans prédit trop bien la taille du ménage. C’est donc pour rompre cette relation et limiter les risques de colinéarité entre ces deux déterminants que nous exprimons la taille du ménage en logarithme.

534. Les variables individuelles

54(o) Le sexe – Au lieu d’insérer cette donnée comme un indicateur discriminant dans le schéma de mortalité des enfants de moins de deux ans, nous avons opté pour des modèles séparés pour les deux sexes, tout en introduisant les mêmes variables dans chacun d’eux. La première solution aurait simplement permis de dire que, comme nous l’avons vu dans la première partie de ce chapitre, les petits Herviens de sexe masculin mouraient plus que les filles avant l’âge de deux ans. Par contre, contrôler une série de causes pour les filles d’une part, les garçons d’autre part, permet de mettre en lumière une réelle mortalité différentielle, c’est-à-dire basée sur des causalités différentes. Si dans l’ensemble la société hervienne apparaît comme relativement égalitaire du point de vue de la létalité en bas âge, il n’est pas dit que tous sont touchés par les mêmes mécanismes !

3. La mortalité des jeunes enfants entre économie, culture et biologie

55Avant d’analyser notre modèle d’event history analysis, revenons un instant sur la variable qui implique le différentiel de mortalité le plus important : l’âge. Comme nous l’avons vu dans la section 1.1, les risques diminuent à mesure que l’âge augmente. Le tableau VIII-4 permet de noter un élément supplémentaire : le différentiel par âge est plus net du côté masculin, puisque les taux de mortalité passent d’un maximum de 217 ‰ pour les petits garçons de moins de 6 mois à 30 ‰ pour les gamins âgés de 1 à 2 ans. À six mois, le bébé a passé le cap le plus difficile, mais pendant les six mois qui suivent, le danger de mourir sera encore deux fois plus élevé que celui des 12-24 mois.

Tableau VIII-4. Taux de mortalité par âge et sexe avant 2 ans, en ‰

Âge

Garçons

Filles

Total

0-6 mois

217

172

194

6-12 mois

60

69

65

12-24 mois

30

35

32

3.1. La structuration socio-économique de la mortalité : le différentiel de sexe

56La commune de residence met en lumière l’homogénéité de notre échantillon hervien (tableau VIII-5). Habiter Charneux, plutôt que Clermont ou Neufchâteau n’a sur la mortalité des tout jeunes aucune conséquence particulière. Si une légère surmortalité par rapport à la localité de Chameux, choisie ici comme entité de référence, s’esquisse, un seul résultat est obtenu avec un seuil de signification suffisant. Il s’agit d’une surmortalité avérée de 42 % pour les petites filles qui résident à Clermont. À ce stade, il n’est pas aisé d’interpréter ce renseignement isolé.

57Le ratio microéconomique de la cellule de cohabitation fournit une première indication des causalités différentes qui affectent les deux sexes. En termes concrets, un meilleur équilibre du ménage entre consommation et production diminue la probabilité de mourir de 1 % pour les petits garçons. Si ce résultat ne paraît pas époustouflant, rappelons tout de même que ce ratio varie entre 40 et 100 : il signifie dès lors que lorsque le rapport entre consommation et production est de 70 plutôt que de 80, le nourrisson encourt 10 % de risques en plus ! Manifestement, les jeunes garçons vivant dans des cellules de cohabitation pourvues d’un bon équilibre par âge et sexe, sont privilégiés. Chez les filles, les résultats sont moins significatifs : elles semblent faire preuve d’une meilleure résistance biologique, qui transcende le différentiel socio-économique.

  • 50 Viazzo P. P.(1994), Family structures — Bourdelais P. (1985), Vieillir en famille, p. 37. Pour une (...)
  • 51 Comme l’indique l’annexe VIII-1, 10 % des enfants de moins de deux ans cohabitent avec une grand-m (...)

58Des divergences apparaissent également dans les capacités de résistance à la mortalité des tout jeunes enfants lorsque l’on envisage une variable que, d’emblée, nous avions considérée comme un facteur d’assistance possible. En effet, la présence des grands-parents dans le ménage de leurs petits-enfants n’a d’impact significatif que sur les risques encourus par les enfants de sexe masculin. Toutefois, le postulat de départ ne se vérifie guère. D’une part, le rôle joué par les grands-pères est beaucoup plus fort qu’attendu, dans la mesure où il diminue de quelque 32 % le risque de mourir pour un petit garçon. D’autre part, la grand-mère, au lieu d’apporter une aide bienvenue, se révèle être davantage une charge qu’un soutien. Quand un bébé de sexe masculin cohabite avec son aïeule, sa probabilité de décéder avant deux ans s’accroît de 62 % ! Un tel résultat, aussi surprenant qu’il paraisse à première vue, n’est pas nécessairement anormal en soi. En effet, plusieurs auteurs ont constaté que dans des régimes où la famille-souche domine, la charge des personnes âgées constituait pour certains foyers avec des enfants en bas âge, un poids lourd à supporter50. Les mêmes mécanismes entrent manifestement en jeu dans le Pays de Herve quand une grand-mère, qui n’est plus en mesure de s’assumer seule, vient grever le ménage d’un de ses enfants mariés51. C’est un résultat parfaitement cohérent avec l’indication du ratio microéconomique. Cependant, la relation s’inverse quand c’est un grand père qui est présent...

Tableau VIII-5. La mortalité différentielle des enfants de moins de 2 ans. Régression de Cox

Tableau VIII-5. La mortalité différentielle des enfants de moins de 2 ans. Régression de Cox

Un rappel technique :
- le risque relatif exprime le risque que l’événement étudié, ici le décès, survienne :
• il s’exprime parfois par rapport à une catégorie de référence (x % de risques en plus ou en moins) [exemple : statut socioprofessionnel],
• dans le cas des variables numériques, il signifie que chaque fois que la variable s’accroît d’une unité, le risque augmente ou diminue de x % [exemple : ratio microéconomique] ;
- le P> |z| quant à lui ne fournit pas à proprement parler le seuil de signification du résultat obtenu. Il indique simplement le pourcentage de chances que le résultat de la relation entre la variable et le risque étudié arrive à ce résultat ou à un résultat plus grand alors que sa vraie valeur est égale à 0. Nous indiquerons systématiquement en caractères gras les résultats obtenus quand la probabilité de l’hypothèse est inférieure à 5 %.

59Les résultats du pays herbager confirment le rôle de la profession du chef de ménage , du moins ici de son statut socioprofessionnel, dans la survie des jeunes enfants. Les agriculteurs – qui représentent 45 % de la population – constituent la catégorie de référence. Sans aucun doute sur la signification des résultats, le modèle d’analyse multivariée met en évidence la forte mortalité ’infantile’ différentielle associée à cette variable : les fils d’agriculteurs sont privilégiés par rapport aux autres enfants. Avant deux ans, un fils de journalier connaît un risque de mourir plus grand de 69 %. Plus étrangement, les enfants de petits bourgeois sont aussi largement désavantagés (+61 %), de même que les petits dont le père travaille dans le secteur textile (+60 %). Chez les garçons, cette surmortalité de tous par rapport aux enfants des agriculteurs est non seulement nette (minimum 40 %), mais elle est aussi associée à des probabilités significatives. Chez les filles le même mouvement se dessine, mais le différentiel n’est réellement significatif que dans trois catégories : les ouvriers qualifiés du textile, les artisans et les inactifs.

60En somme, trois facteurs – le ratio consommation/production, la charge de la grand-mère et le différentiel socioprofessionnel – mettent en évidence une mortalité des petits garçons qui est en relation directe avec la situation socio-économique du ménage dans lequel ils évoluent. Par contre, la résistance biologique des fillettes outrepasse en partie le différentiel social. Ce dernier d’ailleurs, pour être patent, n’est pas caricatural pour autant : ce ne sont pas les plus pauvres qui meurent le plus et les plus riches qui survivent. Dans le Pays de Herve, les enfants des paysans apparaissent comme privilégiés, mais les petits bourgeois et les tisserands employés par Snoeck et Xhibitte – qui ne se situent pas exactement au même niveau sur l’échelle sociale – expérimentent une surmortalité infantile similaire.

  • 52 Imhof A.E. (1984), The amazing simultaneousness.
  • 53 Biraben J.-N. (1991), Pasteur, pasteurization and medicine, pp. 224-225.
  • 54 G. Masuy-Stroobant développe un raisonnement similaire à propos de la province du Hainaut où, malg (...)
  • 55 C’est en réalité par l’intermédiaire de T. Bengtsson que nous avons eu connaissance de cette hypot (...)
  • 56 Sur les mesures d’approximation des intervalles intergénésiques, voir les propositions de calcul d (...)

61Si les faits sont avérés, il n’est pas pour autant aisé d’en comprendre les raisons. Une des hypothèses possibles, peu originale mais souvent défendue, réside dans la qualité du lait, qui constitue encore pour les enfants, particulièrement en dessous de 12, voire 18 mois, un aliment essentiel, exclusif même dans un premier temps52. Dans cette zone de forte fécondité légitime qu’est le Pays de Herve, les enfants se succèdent rapidement et la maman allaite ses petits moins longtemps. Elle doit donc avoir recours au lait « artificiel », non pasteurisé, au moins jusqu’en 187053, mais il est frais et abondant dans cette région où la principale production locale est justement le lait54. De ce point de vue, les enfants d’agriculteurs seraient d’autant plus favorisés qu’ils sont véritablement à la source. Toutefois, cette hypothèse paraît peu plausible, car même sans être agriculteurs, les Herviens dans leur ensemble pouvaient profiter d’un lait de qualité, acheté à bon marché, voire troqué à la ferme voisine. En outre, A. Imhöf a observé un patron totalement différent de celui de la région bocagère, où les enfants de paysans subissent une surmortalité réelle par rapport aux gens qui ne possédaient pas de terre. Il développe, pour expliquer ce comportement démographique a priori inattendu, une argumentation opposée à la nôtre : les agriculteurs pouvaient éviter les allaitements prolongés dans la mesure où ils avaient un accès direct au lait de vache, tandis que les autres ne pouvaient se permettre ce « luxe ». Les enfants de la ferme, sevrés plus tôt que les autres, subissaient une surmortalité55. Dans le chapitre X, il s’agira donc de vérifier par des mesures indirectes (nombre moyen d’enfants, durée de la vie féconde, intervalles intergénésiques56) si les groupes socioprofessionnels que nous avons distingués dans le Pays de Herve, ont des comportements démographiques différenciés en ce qui concerne la fécondité.

  • 57 Se reporter à Neven M. (2000a), Dynamique individuelle et reproduction familiale, pp. 161-182.
  • 58 En Suède, P. Sköld a observé que les enfants qui résidaient relativement loin des grands axes de c (...)

62Quoi qu’il en soit, si la question de l’allaitement artificiel est longtemps restée un épineux problème dans les centres urbains, l’argument est moins pertinent dans la région bocagère. Pour tenter de comprendre la sous-mortalité constatée dans les ménages d’agriculteurs, un argument moins discutable consiste à considérer leur mode d’habitat. Ils vivent en effet dans les zones les plus dispersées et, contrairement aux bourgeois et aux travailleurs du textile (entre autres), ils ne se concentrent pas dans les pôles plus peuplés des villages étudiés57. Or, la mortalité des enfants est sans conteste liée à des affections contagieuses, elles-mêmes d’autant plus virulentes que les contacts entre les voisins sont intenses et fréquents58.

3.2. La conjoncture économique : des effets moins clairs que les structures

63Du modèle général, il ressort que les variables communautaires sélectionnées n’ont pas un impact direct évident sur le risque de décéder en bas âge. La découpe en trois périodes de temps ne met en lumière aucune évolution. Lorsque tous les éléments explicatifs que nous avons sélectionnés dans notre modèle sont contrôlés, le passage du temps n’influence pas la proportion de décès à moins de deux ans. Dès lors, si la mortalité à moins de deux ans connaît une tendance à la hausse pendant toute la seconde moitié du xixe siècle, il faut plutôt incriminer l’augmentation de la fréquence de certaines causes de notre modèle. De cette étude, il ressort que peu de changements majeurs ont affecté les facteurs explicatifs au cours du temps. Deux variables à elles seules éclairent la poussée de la mortalité infantile. D’abord, la proportion des enfants de 0-6 mois s’est accrue (+2 %) entre 1847-1872 et 1891-1900. Deuxièmement, les intervalles intergénésiques courts, dont nous verrons ci-dessous l’impact sur la mortalité des bambins de moins de deux ans, sont devenus plus fréquents au fil du temps.

64À première vue, les facteurs purement économiques que sont les indices des prix jouent également un rôle peu évident. Ces indicateurs sont à la fois élaborés et quelque peu approximatifs. D’une part, ils résultent d’une collecte large et très précise de données statistiques, d’une construction soigneuse qui, notamment dans le cas de l’indice des prix de détail, pondère le poids des différentes composantes en fonction de leur importance dans les budgets populaires. D’un autre côté, il n’est pas clair que ces prix qui sont essentiellement ceux de marchés urbains aient des implications évidentes sur les habitants des campagnes herviennes.

  • 59 Des essais similaires menés avec l’indice du prix du beurre ne font que confirmer cette absence d’ (...)
  • 60 Pour l’ensemble de la Belgique, R. André et J. Pereira-Roque considèrent que la maladie de la pomm (...)

65Dans le modèle général, aucune de ces variables conjoncturelles ne montre un effet quelconque sur la mortalité des plus jeunes. Pour vérifier cette conclusion, une analyse spécifique d’interaction a été menée entre l’indice des prix des denrées et les statuts socioprofessionnels des chefs de ménage. L’hypothèse qui fonde cet exercice est simple. La population totale peut ne pas être affectée par une poussée du coût de la vie, mais des sous-populations spécifiques, socialement moins favorisées, peuvent se révéler plus sensibles. Cependant, cet essai n’apporte qu’un résultat négatif, encore qu’il soit important : aucun groupe socioprofessionnel, même les ménages dirigés par des inactifs, des journaliers ou des travailleurs du textile, ne voit la mortalité des jeunes enfants répondre aux fluctuations des prix59. C’est bien dans son ensemble et totalement que la société hervienne de la deuxième moitié du xixe siècle a rompu avec le vieux monde malthusien du frein positif, des crises d’Ancien Régime60. C’est une nouvelle affirmation de la modernité de cette société rurale.

3.3. L’impact des saisons : climat et pratiques d’allaitement

66Si les cycles longs et les variations annuelles des prix et des revenus ne semblent pas affecter la mortalité des très jeunes, il n’en va pas de même pour les variations mensuelles . Selon qu’il naît en juillet ou en janvier, le petit Hervien part dans la vie avec un avantage ou une pénalité. Notre catégorie de référence, l’hiver, que l’on appelle traditionnellement la ‘mauvaise saison’, porte bien son nom, puisque les bébés nés pendant les mois les plus rigoureux de l’année ont des chances de survie plus restreintes. S’il naît en été, le nourrisson encourt 30 à 35 % de risques en moins que les bébés qui viennent au monde six mois plus tôt ou plus tard ! De même, les filles nées en automne ont un avantage qui s’élève à 32 % (graphique VIII-4).

  • 61 Rollet C. (1994), La mortalité des enfants dans le passé, p. 13.
  • 62 Breschi M., Livi-Bacci M. (1986), Saison et climat, pp. 9-36— Id. (1994), Le mois de naissance, p. (...)

67Mais cette saisonnalité des risques en fonction du mois de naissance, aussi apparente soit-elle, ne découle pas pour autant de processus simples, liés aux seules conditions climatiques. C. Rollet souligne les résultats paradoxaux d’études menées sur ce thème en Italie et en Russie. Dans le pays méditerranéen, exposé aux fortes chaleurs, c’est la cohorte des bambins nés en hiver qui connaît une surmortalité évidente, tandis que l’analyse russe met en exergue des risques accrus pour les nouveau-nés de l’été, là où l’on s’attendrait plutôt à pointer du doigt les rigueurs hivernales61. Bref, bien au-delà du climat, les structures et les rythmes économiques interviennent largement dans ces processus saisonniers. En l’occurrence, en Russie, une saison estivale courte requiert des forces vives pendant un laps de temps limité et les jeunes mamans, pour participer aux travaux des champs, sèvrent leur enfant plus tôt et, d’une manière générale, ont moins de temps à lui accorder. En Italie, M. Livi-Bacci et M. Breschi ont démonté des mécanismes complexes d’entrecroisement : « l’action du climat (le froid de l’hiver ou la chaleur de l’été) combine ses effets avec les pratiques sociales propres à chaque pays, l’âge au sevrage, les pratiques d’élevage de l’enfant »62.

Graphique VIII-4. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de naissance

Graphique VIII-4. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de naissance

68Dans le Pays de Herve, la situation apparaît toute simple. Le patron saisonnier des décès reste le même que l’on considère le mois de naissance ou le mois de décès. En effet, l’été et l’automne sont les saisons de sous-mortalité (globalement entre mai et novembre), l’hiver et le printemps s’assimilant aux moments les plus dangereux (graphique VIII-5). Traditionnellement, il est reconnu que l’influence du climat ne s’exerce donc pas seule et dépend à la fois de l’âge de l’enfant et des pratiques culturelles, notamment des pratiques d’allaitement. Dans l’Entre-Vesdre-et-Meuse, il n’est pourtant pas évident de repérer de grosses différences dans les patrons de mortalité selon l’âge de l’enfant.

Graphique VIII-5. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de décès

Graphique VIII-5. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de décès
  • 63 Breschi M., Livi-Bacci M. (1994), Le mois de naissance, p. 172.

69Ainsi, dans les six premiers mois de sa vie, le bébé connaît une surmortalité mensuelle de plus de 20 % en décembre, janvier et mars. L’on sait qu’au cours des premiers jours, même des premières semaines de vie, il est particulièrement fragile et exposé aux risques d’affections respiratoires. Les dangers peuvent être largement diminués si les parents respectent un certain nombre de mesures préventives et que l’environnement, bien sûr, s’y prête. Plus les hivers sont rigoureux, plus les périls sont accrus63. A priori, l’on pourrait s’attendre à ce que cette surmortalité d’hiver touche donc au premier chef les nouveau-nés et s’estompe par la suite, car les enfants plus âgés sont censés être plus résistants aux infections. Mais en réalité, les mois les plus froids sont tout aussi pénalisants pour les enfants de plus de six mois. Afin d’obtenir des chiffres plus consistants, nous avons réuni les bambins de 6 à 12 mois et ceux âgés de 1 à 2 ans. On totalise ainsi 370 décès, avec des surmortalités de 26 à 33 %, lors des quatre premiers mois de l’année : un léger décalage d’un mois s’observe donc par rapport aux enfants plus jeunes, qui meurent surtout entre décembre et mars.

  • 64 G. Masuy-Stroobant met en exergue « l’importance du facteur alimentaire dans l’explication des dif (...)
  • 65 Wrigley et Scholfield avancent le même argument pour expliquer la sous-mortalité qui caractérise, (...)

70En réalité, c’est entre juin et septembre que les patrons des décès des moins de six mois s’écartent le plus des patrons observés chez les enfants plus âgés. En juin et juillet, les risques des plus jeunes sont inférieurs à la moyenne, tandis qu’une pénalité de 4 à 17 % affecte ceux de 6 mois et plus. Or, la mortalité d’été chez les bambins est associée aux dérangements de l’appareil digestif et, dans ce cas précis, la durée de l’allaitement et la période à laquelle survient le sevrage sont des éléments décisifs64. Les données herviennes mettent en évidence la protection dont bénéficie les nourrissons, par l’intermédiaire du lait maternel. Les plus grands, surtout en réalité les enfants âgés de 6 à 12 mois, sont victimes des premières vagues de chaleur qui contaminent le lait et l’eau : le patron particulier de cette catégorie d’âge exprime un allaitement relativement court des Herviennes, dont les enfants seraient sevrés entre 6 mois et un an (tableau VIII-6)65. En août et septembre, une très légère remontée des décès se fait jour chez les moins de 6 mois, qui ne dépasse toutefois pas le seuil de la normalité, tandis qu’en réponse à leur surmortalité des deux mois précédents, les enfants de 6 mois et plus connaissent une sous-mortalité exceptionnelle.

Tableau VIII-6. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de décès

Tableau VIII-6. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de décès
  • 66 Dans une étude antérieure menée dans une optique comparative de la mortalité dans l’Est de la Belg (...)

71Toutefois, le patron saisonnier des décès dans le Pays de Herve met surtout en exergue deux phénomènes majeurs. D’une part, alors que l’association été-pathologies intestinales domine réellement le patron de la mortalité des enfants de la ville, dans nos trois villages, la remontée des décès pendant les mois les plus chauds de l’année se fait assez discrète, particulièrement avant six mois66. D’autre part, les résultats globaux de la mortalité saisonnière des enfants de moins de deux ans reflètent surtout une relative homogénéité mensuelle : l’indice de la sous-mortalité oscille entre 74 et 97 de mai à novembre, tandis que les indices de surmortalité ne dépassent pas 133.

3.4. La biologie culturelle du ménage

  • 67 Brunet G., Fauve-Chamoux A., Oris M. (1998), Le choix du conjoint, p. 4.

72L’étude des variables relatives à la biologie, et en même temps à la culture du ménage, est une sorte de décalque inversé du différentiel de sexe qui apparaissait patent en regard des facteurs d’ordre socio-économique. La taille du ménage est un indicateur démographique que nous pensions, a priori, relativement difficile à interpréter. En effet, l’expérience d’autres chercheurs avait montré l’ambiguïté d’une telle mesure : à Sart, G. Alter et M. Oris attribuent le lien existant entre la grande taille d’un ménage et la faible mortalité à une relation inverse. La mortalité ne décroît pas parce que le ménage est plus grand, mais c’est en raison d’une faible importance des décès que le ménage peut grandir... Ce constat des historiens, relatif à une discrimination entre les différents groupes de cohabitation, certains d’entre eux concentrant la mortalité, rejoint des observations réalisées par des généalogistes : un tiers des familles produisent deux tiers de la génération suivante et inversement67. Toutefois, les raisons de cette reproduction différentielle sont très difficiles à cerner et une série d’hypothèses peuvent être émises, comme des disparités entre les habitations (degré d’humidité,...), les différents puits auxquels chaque ménage s’approvisionne, etc. Ce qui est établi, par contre, c’est que si la sous- ou la surmortalité concerne des ménages entiers, tous sexes et âges confondus, c’est que l’explication, même nébuleuse, a des chances d’être environnementale.

73Mais dans le Pays de Herve, parmi les plus jeunes, les résultats ne vont pas dans le sens attendu. D’une part, la taille du ménage n’a aucun impact significatif sur la mortalité des garçons de moins de deux ans. D’autre part, quand la taille du ménage s’accroît, les petites filles voient leur risque de mourir augmenter de 35 %. Dans les résultats analysés jusqu’à présent, soit aucun différentiel de sexe ne se marquait, soit les filles s’avéraient plus résistantes que les garçons. Or, nous avons vu dans la première partie de ce chapitre qu’il n’existe qu’un léger différentiel de sexe dans le Pays de Herve. Il est donc parfaitement logique, si certains facteurs affectent surtout les enfants de sexe masculin, que les filles soient sensibles à d’autres incidences : l’effet d’entassement est un de ceux-là.

  • 68 Bernhardt E. (1992), Crowding and child survival, spécialement p. 14.
  • 69 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, pp. 114-116.

74L’existence d’une relation entre effet d’entassement et surmortalité n’est pas surprenante en soi. E. Bernhardt a mis en évidence les conséquences de ce qu’elle appelle un ‘crowding effect’ sur les pathologies infantiles, essentiellement les affections respiratoires. Toutefois, dans le milieu urbain qui était l’objet de sont étude, elle remarquait une fragilité plus grande des petits garçons68. En Belgique, dans leur analyse de la surmortalité des petites filles, M. Poulain et D. Tabutin mettent en exergue justement leur sensibilité beaucoup plus grande, dès l’âge d’un an, aux maladies infectieuses (comme la variole ou la coqueluche) et aux maladies respiratoires (bronchites, pneumonies et tuberculose)69.

75Toutefois, dans les douze premiers mois de leur vie, les petites filles sont systématiquement avantagées par rapport aux garçons et il n’est donc pas facile, dans ce modèle qui considère tous les enfants de moins de deux ans, de faire la part des choses. Il semble qu’il faille aussi prendre en compte un autre élément, même si au vu des résultats rencontrés jusqu’ici, il n’est pas nécessairement évident. Les parents pourraient avoir vis-à-vis de leurs filles des comportements moins protecteurs. En tout cas, lorsque la taille du ménage s’accroît, il est possible qu’ils négligent davantage les enfants de sexe féminin s’ils n’ont pas la possibilité de s’occuper parfaitement de toute leur progéniture.

  • 70 Bideau A. (1980), Variables familiales de la mortalité infantile, p. 231 et 234 — Bardet J.P. et a (...)

76Cette hypothèse selon laquelle les fillettes seraient quelque peu délaissées réapparaît quand il s’agit d’interpréter les effets de l’âge de la mère qui révèlent des différences selon le sexe de l’enfant. Ainsi, les petits garçons encourent des risques de décéder accrus de 49 % lorsque leur mère est jeune (15-24 ans) – ou même de 33 % lorsqu’elle est vieille (40-49 ans) - par rapport aux mères de 25-29 ans : c’est un schéma prévisible. La première naissance est statistiquement plus dangereuse particulièrement aux âges jeunes, tandis qu’après 40 ans, les aléas liés aux malformations et problèmes congénitaux s’accroissent70. Mais chez les filles, le patron qui se dégage est différent puisqu’il montre une surmortalité après 30 ans, surtout significative à 30-34 et 40-49 ans. Ce résultat tend à mettre en relief une attention qui se relâche vis-à-vis des petites filles, dès que l’âge de la mère s’accroît, phénomène qui, dans cette région de forte fécondité légitime, est largement corrélé avec l’augmentation de la taille du ménage.

77L’intervalle intergénésique prend en compte la compétition entre jeunes frères et sœurs. Il montre que, d’une manière générale, avoir un aîné proche, né moins de deux ans plus tôt, constitue une pénalité certaine, quel que soit le sexe du nouveau-né. Le handicap est surtout net quand l’enfant précédent est décédé : une fillette dont l’aîné direct est mort en bas âge a presque trois fois plus de probabilités de mourir qu’une autre enfant dont le frère ou la sœur aînés sont toujours en vie ! Chez les petits garçons, le risque est « simplement » deux fois plus grand... Ce type de situation requalifie en partie notre hypothèse initiale, car il traduit visiblement l’existence d’un ménage « affaibli ». Les raisons de cette fragilité peuvent être diverses et variées : si la mortalité y est plus forte, l’argument environnemental peut être évoqué (mauvaise hygiène de la maison, isolation insuffisante, humidité, etc.), mais il faut aussi inclure dans les explications possibles, les capacités de la mère à prendre bien soin de ses bambins (habitudes culturelles, épuisement pour grossesses répétées ou rapprochées,...).

  • 71 Voir par exemple et sans prétention d’exhaustivité : Palazzi M. (1990), Female solitude, p. 454 — (...)

78Toujours dans le cadre des variables familiales, une mortalité différentielle se fait jour entre les enfants de moins de deux ans, selon qu’ils sont ou non entourés par leurs deux parents . Nous avons vu dans le chapitre VI qu’à cet âge, la quasitotalité des petits Herviens pouvait compter sur la présence de leurs deux géniteurs, à la fois grâce à une espérance de vie élevée et à une très faible fécondité illégitime. Cette double assistance est d’autant plus précieuse que les jeunes enfants connaissent une surmortalité à la fois significative et très nette en cas d’absence paternelle : ils mourront deux à trois fois plus que ceux qui peuvent compter sur un couple pour les élever. Une telle proportion met en avant la condition marginalisée et inconfortable des filles-mères et des jeunes veuves dans la région herbagère, ce qui rejoint le bilan d’une série de travaux décrivant la situation peu enviable des femmes isolées, chargées d’enfants71. Si aucun résultat ne se dessine de manière significative en cas d’absence de la mère ou des deux parents, c’est tout simplement que ce genre de situation apparaît très rarement dans le Pays de Herve au xixe siècle (respectivement dans 1,3 et 1 % des cas).

***

  • 72 À partir de ce modèle général, nous avons tenté d’affiner notre perception de la mortalité infanti (...)

79Les modèles de mortalité différentielle mettent en lumière le poids de certaines variables, leur impact tout particulier sur la survie des très jeunes enfants. Trois facteurs s’avèrent primordiaux : l’âge de l’enfant (plus il est jeune, plus le danger de mourir est grand), la présence de ses deux parents et sa saison de naissance (les enfants nés en été ou en automne sont en effet des privilégiés). Un différentiel de sexe, qui n’émergeait pas clairement de l’analyse des rapports de masculinité des taux ou quotients, se dessine plus nettement. Les petits garçons sont davantage sensibles aux variables de structures socio-économiques, tandis que la culture familiale hervienne ne tend pas toujours à mettre les enfants des deux sexes sur un pied d’égalité. En effet, quand la situation devient tendue au sein d’un ménage, quand la mère vieillit et ne peut assumer pleinement la charge d’une famille nombreuse, les petites filles apparaissent comme un peu négligées72.

4. Les enfants de 2 à14 ans : le différentiel GOMMÉ ?

4.1. Le différentiel de sexe : effets de l’âge et du temps

80Comme chez les plus jeunes, l’âge est un premier facteur de différenciation (tableau VIII-7). Toutefois, ici, les écarts observés sont nettement moindres, ce qui s’explique par un niveau d’emblée très bas : le taux de mortalité des Herviens âgés de 2 à 4 ans se situe à 10 ‰. À 10-14 ans, il tombe à 4 ‰. Comme pour les plus jeunes, le différentiel par âge est plus marqué chez les garçons.

Tableau VIII-7. Taux de mortalité par âge et sexe entre 2 et 15 ans, en ‰

Âge

Garçons

Filles

Total

2-4 ans

11

8

10

5-9 ans

6

5

5

10-14 ans

3

5

4

  • 73 Eggerickx T., Tabutin D. (1992), La mortalité des jeunes, p. 9.

81Conformément à ce que nous avons déjà observé pour les bambins de moins de deux ans, les garçons et les filles plus âgé(e)s ne sont pas sensibles aux mêmes causes (tableau VIII-8). Un différentiel se fait jour à l’examen de l’influence du temps sur la mortalité. Du côté masculin, les enfants qui ont eu entre 2 et 15 ans avant 1873 connaissaient un risque accru de quelque 86 % par rapport à ceux de la période 1873-1890. Du côté féminin, le temps qui passe n’est pas en soi un facteur de changement. En réalité, cet aspect éclaire une observation que nous avons faite dans la première partie de ce chapitre. En effet, nous avons vu précédemment que, dans toute la Belgique et dans le Pays de Herve en particulier, on assiste dans la seconde moitié du xixe siècle à une diminution relativement prononcée de la mortalité enfantine, qui contraste avec une mortalité infantile beaucoup plus stable, voire en augmentation, jusqu’en 1890-1900. Mais ce modèle démontre que le recul de la létalité des enfants de plus d’un an, même deux ans, profite essentiellement aux garçons. C’est pourquoi la région herbagère qui connaît vers 1850 une surmortalité masculine à 1-4 ans, assez exceptionnelle au vu des critères belges de l’époque, enregistre cinquante ans plus tard une surmortalité féminine. Quelle qu’en soit la cause (et notre analyse multivariée ne nous renseigne pas vraiment sur ce point-là), il est clair que les progrès dans les soins accordés aux enfants n’ont pas été distribués de manière égalitaire entre garçons et filles. Il faut noter que cette surmortalité des fillettes, qui existe encore dans les campagnes à la fin du xixe siècle, mais a quasiment disparu du reste du paysage belge73, n’est pas dans le Pays de Herve une survivance, mais plutôt une construction : elle résulte d’une différenciation dans le processus de transition vers une basse mortalité enfantine !

Tableau VIII-8. La mortalité différentielle des 2–14 ans. Régression de Cox

Tableau VIII-8. La mortalité différentielle des 2–14 ans. Régression de Cox

82Une des explications claires de ce différentiel de sexe, de la surmortalité des filles – qui s’accentue dans le Pays de Herve au cours de la deuxième moitié du xixe siècle – c’est une sensibilité plus grande des enfants de sexe féminin aux conjonctures climatiques. Le patron saisonnier des décès met en évidence la même structure que chez les enfants de moins de deux ans, à ceci près qu’il n’y a pas la moindre poussée en été, mais réellement une surmortalité d’hiver (graphique VIII-6). Cependant, elle apparaît à la fois plus concentrée et surtout plus réduite pour les garçons, dont l’indice mensuel maximal atteint 138 en février. Les filles supportent par contre des pics de 149 en décembre et 164 en janvier et la période dangereuse s’étend pour elles sur plus de six mois, de décembre à juin.

Graphique VIII-6. Le mouvement mensuel des décès des enfants de 2–14 ans, par sexe

Graphique VIII-6. Le mouvement mensuel des décès des enfants de 2–14 ans, par sexe
  • 74 Devos I. (1996), La régionalisation de la surmortalité, p. 396. Il faut aussi noter que les ruraux (...)
  • 75 Devos I. (1996), La régionalisation de la surmortalité, p. 396 — Neven M. (1993), La tuberculose e (...)

83Très clairement, la surmortalité des filles est liée ici aux pathologies infectieuses, parmi lesquelles tout spécialement ce que les statistiques belges du xixe siècle appelaient ’phtisie et autres maladies chroniques de la poitrine’. En effet, en 1890 et plus encore en 1910, la tuberculose pulmonaire, qui est de loin à cette époque la maladie la plus meurtrière en Belgique, est aussi celle qui enregistre les rapports de masculinité les plus déséquilibrés, avec une surmortalité de l’ordre de 24, puis même de 33 % du côté féminin74. Cette surmortalité féminine est d’ailleurs un phénomène rural, qui s’est au fil du temps estompé dans les villes. À ce jour, la lumière n’est d’ailleurs pas faite sur les raisons de ce différentiel de sexe et beaucoup d’études privilégient la conjugaison de plusieurs facteurs explicatifs, sans réellement indiquer quels sont les plus importants. Au nombre des éléments les plus souvent invoqués figurent l’insalubrité du lieu de travail, les mauvaises conditions de logement, les carences alimentaires et le manque d’accès au soins de santé75. Le premier d’entre eux, en tout cas, joue essentiellement au détriment des hommes, et encore, il vaut surtout dans les milieux urbains industriels. Par contre, le logement et la mauvaise alimentation pénalisent davantage les femmes et il est plausible d’imaginer qu’il en va de même pour le quatrième argument.

4.2. La composition du ménage

84Les garçons comme les filles sont sensibles à la taille et à la composition du ménage, mais ce sont des relations complexes qui varient selon le sexe. Ainsi, du côté des garçons, un résultat très surprenant est que ceux qui vivent avec leur mère seule , ceux dont le père est absent – c’est-à-dire dans la plupart des cas décédé – bénéficient d’une sous-mortalité assez prononcée (-60 %). On peut aisément avancer l’hypothèse d’un investissement sentimental envers le petit homme survivant de la famille, mais cela implique alors que le foyer avait les ressources nécessaires pour absorber l’incidence strictement économique de la disparition du père. De fait, en moyenne, le ratio microéconomique de ces cellules spécifiques s’élève à 75,2 % du maximum, contre 71 % parmi l’ensemble des ménages (cf. annexe VIII-2).

85Un autre résultat paradoxal, toujours chez les enfants de sexe masculin, réside dans l’augmentation substantielle de la mortalité (+52 %) lorsque le petit garçon a au moins un grand frère . Cette constatation déconcertante s’explique sans doute par une certaine concurrence, mais un tel phénomène peut aussi exprimer des effets qui ne sont plus repris dans ce modèle d’analyse multivariée de la mortalité des « grands enfants ». C’est le cas notamment de l’âge de la mère, variable que nous avons considérée comme trop biologique pour l’intégrer dans une analyse différentielle de la mortalité des 2-14 ans.

86Finalement, ces relations assez inattendues mettent en évidence des impacts très forts (de-60 à +52 % de sous-ou de surmortalité), mais elles s’inscrivent en réalité dans un contexte de très basse mortalité (la plus basse de toutes les tranches d’âge, selon le profil biométrique standard). D’autre part, les foyers concernés ne représentent pas toujours un poids important : seuls 6,7 % des garçonnets de 2-14 ans vivent avec leur mère seule, sans leur père...

  • 76 Nous n’avons pas intégré les variables relatives au nombre de personnes de 15-54 ans et à la propo (...)

87Chez les fillettes, peu d’éléments ressortent à travers ce modèle général. Une variable explicative de leur mortalité apparaît d’ailleurs à travers un modèle spécifique (tableau VIII-9) qui étudie, sans prendre en compte aucune autre interaction, les effets intrinsèques de la composition du ménage76. Lorsque la proportion des personnes âgées de 55 ans et plus s’accroît au sein d’une cellule, la mortalité des fillettes augmente de manière significative.

Tableau VIII-9. La composition du ménage comme facteur de différenciation. La mortalité des 2–14 ans

Tableau VIII-9. La composition du ménage comme facteur de différenciation. La mortalité des 2–14 ans
  • 77 C’est ce que Alter G. et al. observent à Sart-lez-Spa ((1997), Household formation systems).

88Le poids de personnes de 55 ans et plus dans un groupe familial peut s’expliquer soit par la présence d’un, voire de deux aïeux, soit tout simplement par l’âge des parents. Dans les deux cas, cette influence de la composition du ménage sur la létalité peut trouver des explications plausibles. D’une part, s’il s’agit de grands-parents, ce résultat confirme un élément que nous avons souligné dans l’étude de la mortalité des enfants de moins de deux ans : la présence d’une grand-mère, en raison de la charge qu’elle constitue, peut accroître les risques de décéder. Nous avons vu dans le chapitre V que les personnes âgées restaient longtemps à la tête de leur ménage. Étant donné le système familial hervien, on peut donc supposer qu’une personne du troisième âge ne vient rejoindre un de ses enfants mariés que lorsqu’elle n’est plus en état de s’assumer seule77. Dans ces conditions, elle constitue davantage un fardeau qu’une aide pour la cellule qui l’accueille.

  • 78 Leboutte R. (1990), Perception et mesure du vieillissement, p. 605 — Neven M. (2000b), Mortality d (...)

89D’autre part, la proportion de personnes de 55 ans et plus peut tout simplement résulter, dans un ménage nucléaire, d’un âge avancé des parents. Concrètement, pour qu’un enfant de moins de 15 ans ait des géniteurs de plus de 55 ans, il faut que lors de sa naissance, ceux-ci aient déjà fêté leur quarantième anniversaire. Si l’âge du père ne joue aucun rôle d’un point de vue strictement biologique, on peut s’attendre, nous l’avons déjà évoqué, à ce qu’une mère qui procrée à un âge avancé ait des enfants moins résistants, plus fragiles. De surcroît, les aptitudes physiques des parents âgés déclinent au fur et à mesure que l’enfant grandit78... Finalement, cette surmortalité des petites filles dans les ménages où la pression des besoins est plus vive, se rapproche de certaines informations qui se dégageaient du modèle de mortalité différentielle des fillettes de moins de deux ans : quand les parents sont plus âgés, que la pression se fait sentir en termes de consommation, le risque de mourir s’accroît pour les enfants de sexe féminin.

90Mais parallèlement, ce modèle centré sur la composition par âge du ménage montre aussi une réaction commune des garçons et des filles : chaque membre supplémentaire de 15 à 54 ans diminue les décès de 17 % chez les garçons et de 14 % chez les filles. Le nombre d’adultes actifs, ou au moins en âge de travailler, a une incidence directe sur la mortalité des enfants.

91Le logarithme de la taille du ménage, contrairement à ce que nous avons observé chez les tout jeunes enfants, indique une relation entre la dimension du groupe de cohabitation et le risque de décéder. Conformément à un mécanisme de relation causale inverse, que nous avons explicité ci-dessus, il faut en fait lire ce résultat dans l’autre sens : un grand ménage traduit l’existence, au sein de ce groupe, d’une faible mortalité.

4.3. Le différentiel gommé

92La spécificité de la mortalité des enfants de plus de deux ans par rapport à celle des benjamins de notre échantillon hervien se marque également lorsque l’on analyse l’impact du statut socioprofessionnel du chef de la cellule familiale, du différentiel socio-économique en général. De nouveau, se profile l’absence de discrimination à l’intérieur d’un régime de basse mortalité. Quel que soit leur sexe, les enfants de plus de deux ans n’enregistrent aucune surmortalité significative liée à l’activité du chef de leur groupe de cohabitation, qui en l’occurrence est le plus souvent leur père. Par souci d’exactitude et pour éviter tout risque de voir « disparaître » certains facteurs différentiels en raison d’autres variables incluses dans notre modèle général, nous avons calculé une régression de Cox pour les seules données socioprofessionnelles. Les résultats confirment les renseignements antérieurs : aucun bilan significatif ne se dégage.

Conclusion

93La mortalité des enfants au cœur de l’Entre-Vesdre-et-Meuse offre une image contrastée puisqu’émerge une surmortalité infantile, qui perdure même jusqu’à 2 ans, suivie d’une sous-mortalité des enfants plus grands. L’écart ne cesse d’ailleurs de s’accentuer au cours de la seconde moitié du xixe siècle : la situation des plus jeunes, conformément à un mouvement qui s’observe d’une manière générale en Belgique et en Europe à la même époque, se détériore au fil du temps, tandis que les plus âgés voient au contraire leur sort s’améliorer progressivement.

94Pourtant, ni la mortalité infantile, ni la mortalité enfantine ne s’expliquent par des accidents conjoncturels, si ce n’est la seconde peut-être... par leur absence. En effet, les crises sont peu nombreuses, de faible amplitude et généralement localisées dans un ou deux groupes d’âge. Dans ce monde rural, l’habitat dispersé est peu propice à la diffusion des épidémies et les problèmes d’hygiène, qui perturbent l’épidémiologie urbaine à la même époque, ont une ampleur beaucoup plus réduite au cœur du bocage. Malgré tout, les enfants sont sensibles à quelques maladies contagieuses, qui restent assez circonscrites, comme la variole ou la scarlatine. Le modèle hervien témoigne en fait d’une bonne situation sanitaire, relativement logique dans une région laitière où les enfants peuvent bénéficier d’un lait de bonne qualité, même si leur mère ne les allaite pas longtemps.

95L’étude des différences dues au sexe met en évidence les nuances sexistes d’une société hervienne qui, jusqu’ici, nous était apparue assez « égalitaire ». Ce n’est pas très évident en termes absolus. La surmortalité biologique des petits garçons existe bel et bien avant un an, mais reste limitée à 11 %. À 1-4 ans, c’est une image encore plus égalitaire qui ressort tandis qu’entre 5 et 14 ans, la surmortalité des petites filles n’est « que » de 7 %, contre environ 25 % à la même époque dans l’ensemble du pays. Mais au-delà de ces éléments descriptifs, ce chapitre avait pour ambition de distinguer les facteurs de fragilisation, les différentes raisons pour lesquelles un enfant risquait, plus qu’un autre, de perdre la vie. Notre analyse multivariée débouche sur une série de relations causales, parfois attendues, parfois surprenantes, qui montrent avant tout que dans la région bocagère, la mortalité des filles et celle des garçons prenaient non seulement des voies différentes, mais ne répondaient pas systématiquement aux mêmes variables. Un gros contraste apparaît également entre une mortalité en bas âge, qui s’avère très déterminée, et une mortalité à plus de deux ans qui, en comparaison, semble relativement indifférenciée.

96Chez les plus jeunes, une première série de variables, relatives à ce que nous avons appelé la « biologie culturelle » du ménage, se révèlent significatives. Des intervalles intergénésiques trop courts (moins de deux ans), des temps d’allaitement assez restreints ou encore l’âge de la mère entraînent pour les nourrissons et enfants en bas âge des conséquences funestes. De ce point de vue, globalement, les filles apparaissent plus lésées que leurs frères, même si ces derniers pâtissent eux aussi des grossesses nombreuses et rapprochées. Chez les fillettes, deux éléments discriminants et pénalisants émergent. D’abord, l’effet de l’âge de la mère apparaît précocement : dès que la maman a trente ans, c’est-à-dire très tôt dans le contexte hervien où les femmes se marient en moyenne à 28,2 ans, une fillette voit son risque de décéder s’accroître. D’autre part, un grand ménage accentue la mortalité des petites filles de moins de deux ans, tandis que cet élément n’a aucun effet sur les garçons. C’est un résultat parfaitement cohérent avec ce que l’on sait, à l’heure actuelle, de la surmortalité féminine aux âges jeunes dans la Belgique du xixe siècle : les fillettes (et jeunes femmes) étaient en effet plus sensibles aux affections respiratoires et épidémiologiques.

  • 79 « Widows and widowers may be affected in different ways. In particular, economic support is more l (...)

97Parallèlement, des éléments plus strictement liés à l’économie du ménage influencent aussi la mortalité des plus jeunes. C’est le cas du statut socioprofessionnel du chef de ménage : les bambins des agriculteurs bénéficient d’une protection réelle par rapport à tous les autres enfants. L’absence du père pèse aussi sur la mortalité des moins de deux ans. Or, dans la littérature sur le veuvage, le décès paternel apparaît avant tout comme un sérieux handicap du point de vue de l’équilibre budgétaire du ménage, particulièrement quand la veuve a la charge de tout jeunes enfants79. Le ratio microéconomique modifie également la probabilité de survie des garçons. Ces derniers, en outre, supportent assez mal que l’équilibre entre la production et la consommation dans leur cellule de cohabitation soit mis en péril par la présence d’une grand-mère « fardeau ».

98Toutefois, malgré cette structuration économique de la mortalité des petits (des garçons, en tout cas, voire aussi des filles mais dans une moindre mesure), la conjoncture économique, elle, n’influence pas la mortalité des enfants dans la région herbagère. Qu’il s’agisse du prix du beurre sur le marché de Verviers ou d’un indice des prix qui reflète les fluctuations à court terme des principales denrées de consommation, l’impact des variations financières n’apparaît pas dans le Pays de Herve. À ce stade, et compte tenu sans doute de la valeur « approximative » de ces variables, il n’est pas permis d’établir un lien quelconque entre les fluctuations des prix au niveau régional ou national et la mortalité des enfants. C’est d’ailleurs un constat qui reste vrai même au sein des groupes sociaux les plus mal lotis de la société hervienne. Le Pays de Herve, de ce point de vue, est bel et bien une région moderne qui n’endure plus les crises d’Ancien Régime. C’est, au xixe siècle, une société qui a dépassé la conjoncture, bien qu’elle soit restée pendant toute cette période très liée aux marchés extérieurs dans la mesure où son agriculture était principalement commerciale.

99Ce constat se répète parfaitement pour les enfants de 2-14 ans, dont la mortalité ne répond pas davantage aux contingences économique. Mais en outre, une fois le cap des deux ans dépassé – qui est aussi le seuil de la surmortalité hervienne – c’est une collectivité dans l’ensemble remarquablement homogène qui émerge. Aucun différentiel lié au statut socio-économique n’apparaît, ni pour les filles, ni pour les garçons. Les seules causes de différenciation qui subsistent sont liées à la taille et à la structure du ménage. En effet, les deux facteurs de protection qui se manifestent clairement sont d’une part la taille de l’unité de cohabitation, d’autre part, le nombre de personnes d’âge actif qui vivent avec les enfants de 2-14 ans. Le premier facteur, répétons-le, doit plutôt se lire comme une causalité inverse : les ménages sont grands parce que la mortalité est faible. Par contre, le second déterminant prouve de manière positive l’importance de la microéconomie du ménage.

100Des éléments plus disparates en fournissent la démonstration : les filles et jeunes adolescentes sont ainsi fragilisées quand trop de « vieillards » pèsent sur l’équilibre entre travail et consommation au sein du groupe. De même, les risques de mourir des garçons diminuent lorsque le ratio microéconomique de leur cellule de cohabitation augmente. Dans leur chef, le seul élément de pénalité patent, c’est d’avoir un ou plusieurs frère(s) aîné(s). C’est un résultat dont l’interprétation est malaisée, car on peut avancer des explications contradictoires sans disposer d’indices qui inciteraient nettement à conclure dans un sens ou dans l’autre.

101Ce chapitre, finalement, comme beaucoup de ceux qui l’ont précédé, débouche sur une conclusion assez claire, mais en même temps nuancée, qui ne remet pas en cause le relatif égalitarisme hervien, mais en montre cependant les limites. D’une part, les rapports de masculinité de la mortalité des petits Herviens offrent une image « rassurante », égalitariste, compte tenu surtout du contexte de l’époque. D’autre part, les causes de mortalité différentielle des filles et des garçons prouvent que tous ne bénéficiaient pas systématiquement des mêmes traitements, particulièrement lorsque la mère ne pouvait manifestement plus assumer toute la charge des enfants ! Ces faits apparaissent pour les moins de deux ans, mais ressortent aussi, après un examen plus minutieux pour les plus grands. Ainsi, même si à première vue les différences entre les deux sexes sont minimes entre 2 et 14 ans, trois éléments retiennent l’attention : l’effet de l’âge et l’effet de période sont moins marqués chez les filles de 2-14 ans ; la saisonnalité des décès l’est davantage.

  • 80 Chen L. et al. (1981), Sex bias in the family allocation — Ginsberg C. (1989), Sex-specific mortal (...)
  • 81 Les autres arguments déterminants sont pour lui la sensibilité plus grande à des maladies fortemen (...)

102Ces observations prouvent, nous l’avons vu, que la baisse de la mortalité après deux ans, qui caractérise toute la seconde moitié du xixe siècle dans le pays herbager, profite plus aux petits garçons qu’aux filles. Si cet élément rejoint certains constats établis pour les plus jeunes enfants, il reste, une fois de plus, difficile à interpréter. Il suppose, à l’intérieur des familles, un « investissement » différentiel entre les filles et les garçons, c’est-à-dire des attentions plus soutenues, plus efficaces envers les petits mâles. Tout un courant historiographique récent, dont l’origine remonte au début des années 1980 sur base de constats menés dans les pays en voie de développement80, explore cette piste. Il vise à expliquer la surmortalité féminine et tout spécialement celle des petites filles, par des discriminations dans l’attitude des parents vis-à-vis d’elles. Elles subiraient en fait les conséquences d’une inégale allocation des ressources au sein du ménage. S. Klasen, dans le cadre de ses recherches sur plusieurs dizaines de villages allemands entre le xviie et le xixe siècle, synthétise de nombreuses études sur la théorie de la « discrimination au sein des cellules familiales ». Pour des raisons à la fois sociales, culturelles et économiques, les parents seraient poussés à favoriser leur progéniture masculine, à la fois parce qu’elle véhicule une image valorisante et que son potentiel économique est plus important. Sans entrer à ce stade dans de longues considérations, il est clair que cet auteur allemand avance comme arguments, comme preuves de l’inégale répartition des ressources à l’intérieur des ménages, certains éléments qui ressortent aussi dans le Pays de Herve, notamment la fragilité des fillettes en hiver et au printemps81. Bref, c’est une hypothèse qui reste encore à démontrer dans la région bocagère, une porte ouverte sur un domaine qui s’offre aux investigations des chercheurs.

103Enfin, pour revenir sur un paradoxe que nous évoquions dans l’introduction de ce chapitre, le système hervien se rapproche, par certains côtés, d’un système de « gaspillage de vies » selon le mot de Imhöf. Non seulement la surmortalité infantile est forte, mais en outre, dans les facteurs de discrimination des causes de la mortalité aux jeunes âges, apparaissent des éléments qui renvoient à la compétition entre de trop nombreux enfants et à l’épuisement de la mère. C’est bien la liaison attendue entre forte fécondité et forte mortalité infantile. Toutefois, lorsqu’un petit Hervien a survécu à cette phase difficile, il bénéficie d’une sous-mortalité dont l’origine est largement structurelle, environnementale au sens large. C’est ce niveau remarquablement bas de la mortalité après 1 an, après 2 ans surtout, qui explique, dès le milieu du xixe siècle, l’espérance de vie si élevée des Herviens, espérance à peine entravée par une surmortalité infantile marquée.

Notes

1 Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 9.

2 « When fewer children are breast fed and for shorter periods of time, the infant mortality is higher, intergenetic intervals are shorter and fertility rates are higher » (Imhof A.E. (1984), The amazing simultaneousness, p. 200).

3 C’est notamment ce qu’ont montré Kriedte P., Medick H., Schlumbohm J. en évoquant dans ces régimes contrastés les formes variées de proto-industrialisation et leurs diverses conséquences, selon les régions, sur le régime démographique local (Kriedte P., Medick H., Schlumbohm J. (1996), Proto-industrialisation, p. 39 et sv.).

4 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 58 et pp. 72-73—Vandenbroeke C., Van Poppel F., Van Der Woulde A.M. (1983), Le développement séculaire de la mortalité, p. 261.

5 Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 9.

6 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 63 et pp. 78-79. La Belgique se situe de ce point de vue à un niveau comparable à celui de la France et de l’Angleterre (Vallin J. (1988), La mortalité en Europe, p. 15).

7 Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 108 et 154 — Eggerickx T., Debuisson M. (1990), La surmortalité urbaine, pp. 30-34.

8 Les résultats de Sart sont en fait des moyennes annuelles calculées en fonction des périodes couvertes par les registres de population successifs. Les taux de mortalité à moins d’un an (qui correspondent concrètement aux quotients de mortalité, c’est-à-dire aux risques de décéder avant le premier anniversaire), sont les suivants : 172 ‰ en 1847-1866, 166 ‰ en 1867-1880, 209 ‰ en 1881-1890 et 114 ‰ en 1891-1900 (Alter G., Oris M. (2000), Mortality and economic stress, p. 340.

9 Idem, p. 57. Précisément, le taux de mortalité infantile pour les années 1859-1873 s’eleve à 264 ‰ à Venders, contre une moyenne de 225 ‰ à Charneux, Clermont et Neufchâteau.

10 Poulain M., Tabutin. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 65.

11 Alter G., Oris M. (2000), Mortality and economic stress, p. 340. À Sart, pour la seconde moitié du xixe siècle, les quotients de mortalité à 1-4 ans sont de l’ordre de 28 à 103 ‰.

12 Ibidem.

13 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 58.

14 Vandenbroeke C., Van Poppel F., Van Der Woude A.M. (1983), Le développement séculaire, p. 261 — Desama C. (1985), Population et révolution industrielle, p. 110 — Vallin J. (1988), La mortalité en Europe, p. 16 — Perrenoud A. (1992), La mortalité des enfants en Europe, p. 9 — Rollet C. (1994), La mortalité des enfants dans le passé, p. 11. Même constat pour les États-Unis et le Canada : Alter G. (1992), Infant and child mortality, p. 11.

15 Les deux phénomènes sont d’ailleurs présentés comme indissociables l’un de l’autre : « Le processus d’industrialisation, entraînant une mobilité accrue et des absences plus fréquentes de la mère, ne permettait plus d’allaiter les nourrissons pendant des mois » (Vandenbroeke C., Van Poppel F., Van Der Woude A.M. (1983), Le développement séculaire de la mortalité, p. 261 — Vallin J. (1988), La mortalité en Europe, p. 16— Backs J. (2001), Mortality in Ghent, 1850-1950). Toutefois, la situation du Pays de Herve, même en tant que région rurale, n’est pas exceptionnelle : A. Perrenoud observe à la fois une augmentation de la mortalité post-néonatale et une augmentation des fluctuations dans des villages ruraux proches de Geneve (Perrenoud A. (1992), La mortalité des enfants en Europe, p. 21).

16 Voir les exemples français et néerlandais cités dans la note ci-dessus.

17 Sur les méthodes d’identification des crises et quelques applications concrètes, voir Palloni A. (1988), Les mortalités de crise, pp. 231-236 — Dupaquier J. (1979), L’analyse statistique des crises, pp. 85-92 — Oris M. (1998), Mortalité, industrialisation et urbanisation, pp. 299-305 — Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 68.

18 Neven M. (1997), Epidemiology of town and countryside, pp. 44-47.

19 Nous renvoyons le lecteur à l’article fondateur de Dupaquier J. (1979), L’analyse statistique des crises).

20 Cet indice se fonde en effet sur l’écart entre le taux de mortalité d’une année et la moyenne des taux des n années environnantes, le résultat de cette différence étant pondéré par l’écart-type. Nous avons choisi de prendre en considération les 10 années environnantes : par conséquent, les données sont tronquées de 5 ans en début et en fin de période.

21 Le terme de crise peut être mis entre guillemets dans la mesure où la mortalité est peu significative au-delà d’un an.

22 Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, p. 69. Les même crises apparaissent aussi à Seraing pendant ces années, quand sévissent diverses épidémies de maladies enfantines (Oris M. (1998), Mortalité, industrialisation et urbanisation, p. 304).

23 Exposé de la situation administrative de la province de Liège, 1889, p. 232. L’année suivante, une récrimination quasi identique réapparaît dans l’Exposé : « Beaucoup d’Administrations communales négligent encore d’avertir immédiatement (...) leur négligence à cet égard est souvent la cause des progrès qu’accomplissent des épidémies qui s’étendent aux localités voisines parce que les mesures prophylactiques n’ont pas été prises en temps utile » (Idem 1889, p. 188).

24 Neven M. (1997), Epidemiology of town and countryside, p. 72.

25 Pour rappel, la vaccine fut inoculée pour la première fois à l’homme en 1796 par Jenner, mais la véritable vaccination est plus tardive. Elle ne fut d’ailleurs pas obligatoire en Belgique avant la Deuxième Guerre mondiale. Sur cette maladie et ses ravages en Europe, voir chapitre III, section 3.2. et Havelange C. (1990), Les figures de la guérison, pp. 251-267 — Darmon P. (1986), La longue traque de la variole — Skold P. (1996), The two faces of smallpox — Rutten W. (1997), ‘De vreselijkste aller harpijen’.

26 Exposé de la situation administrative de la province de Liège, 1883, p. 155.

27 Sur les ravages du choléra en Europe, voir Bourdelais P. (1988), Le choléra, présentation Id. (1991), Choléra des villes et choléra des champs — Bourdelais P., Dodin A. (1987), Visages du choléra — Bourdelais P., Raulot J.Y. (1987), Une peur bleue. Sur les conséquences du fléau en Belgique, voir Oris M. (1987), Choléra et hygiène publique en Belgique Eggerickx T., Poulain M. (1991), Le choléra, cet autre fléau social.

28 Pour une fois, la variole semble hors de cause dans ce pic de mortalité. L’Exposé de la situation administrative de la Province de Liège (1850, p. 2131) signale en effet en 1850 que « La petite vérole [la variole], depuis plusieurs années déjà, avait disparu de la province (aucun cas n’avait été signalé en 1848)... ».

29 C’est le cas notamment à Tilleur entre 1847 et 1873, tandis que des entités rurales ardennaises comme Polleur et Sart endurent plutôt une surmortalité d’hiver et de printemps (Neven M. (1997), Epidemiology of town and countryside, pp. 55-57).

30 Pour plus de détails, se reporter à Neven M. (2000a), Dynamique individuelle et reproduction familiale, pp. 364-365.

31 Vallin J. (1985), La mortalité différentielle, p. 66 — Id. (1988), La mortalité en Europe, p. 32.

32 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 105 — voir aussi Tabutin D. (1978), La surmortalité féminine en Europe. Pour un aperçu bibliographique très détaillé des différentes études menées sur la surmortalité féminine en Europe et dans le monde, à l’échelle locale et nationale, se reporter à Devos I. (1996), La régionalisation de la surmortalité, p. 375, notes 1 et 2.

33 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 106.

34 Ibidem Eggerickx T., Tabutin D. (1992), La mortalité des jeunes, p. 9. À Rome, au début du xixe siècle, « l’indice de surmortalité masculine est de l’ordre de 119,1 au cours de la première année de vie » (Sonnino E., Schiavino C. (1992), La mortalité des enfants à Rome, p. 7).

35 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 106.

36 Eggerickx T., Tabutin D. (1992), La mortalité des jeunes, p. 9.

37 Poulain M, Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, p. 106.

38 C’est dans cette optique qu’ont été rédigés en 1997-98 une série de Working papers eurasiens, dont plusieurs ont été publiés depuis : Bengtsson T. (1997), Combined life event and time series analysisAlter G., Oris M. (2000), Mortality and economic stressBreschi M., Derosas R., Manfredini M. (2000), Fatal seasons in children’s survival.

39 « (...) we have found that the mortality among children over the age of one year is directly dependent upon economic fluctuations, a fact which has not been shown before. The impact is stronger for lower classes than for the well off. It is particularly strong in years following an extremely bad harvest » (Bengtsson T. (1997), The vulnerable child, p. 37).

40 Scholliers P. (1993), The cost of living.

41 Exposé de la situation de la Ville de Verviers, 1851-1910. Pour l’évolution du prix du beurre sur le marché de Verviers, voir chapitre II.

42 Pour un aperçu bibliographique, voir Beekink E., Van Poppel F., Liefbroer A. (1997), Surviving the loss of the parent.

43 Étant entendu que le terme d’orphelin est étendu à tous ceux qui ne vivent pas dans la même cellule de cohabitation que leurs parents, même si ceux-ci sont encore en vie. Il s’agit par exemple des enfants confiés à leurs grands-parents.

44 Or, l’allaitement maternel est perçu comme bénéfique à l’enfant, dans la mesure où il le protège mieux contre les agressions extérieures, grâce aux anticorps transmis au bébé par sa maman (voir par exemple Knodel J.E. (1988), Demographic behavior in the past, p. 57 notamment).

45 Derosas R. (2002), Fatherless families in Venice 1859-1869.

46 Deux remarques s’imposent à propos des mort-nés. D’abord, il n’est guère possible de garantir, à partir de nos sources, une distinction absolue entre les avortements spontanés, les enfants présentés sans vie et les enfants décédés quelques heures après leur naissance. En théorie, les premiers ne figurent pas dans les registres d’état civil belge dans la mesure où les fausses couches qui surviennent pendant les sept premiers mois de la gestation n’ont pas à être signalées aux autorités communales. Quant aux vrais mort-nés, c’est-à-dire les enfants nés morts, ils ne recevaient théoriquement aucun prénom, tandis que ceux qui survivaient quelques heures étaient censés en recevoir. Mais rien ne nous garantit que tous les parents aient procédé de la sorte, de même qu’il n’est pas certain qu’on ait pu faire systématiquement la différence entre les avortements spontanés et les mort-nés (Sur le problème des faux mort-nés et la législation belge en vigueur depuis le xixe siècle concernant la mortinatalité, voir Poulain M., Tabutin D. (1977), Mortalité aux jeunes âges, pp. 50-52). Dans notre étude, qui n’est pas exactement centrée sur la mortalité des plus jeunes, mais qui embrasse d’une manière beaucoup plus générale des comportements démographiques variés dans une optique individuelle et familiale, ces distinctions subtiles ne sont pas fondamentales.

47 Pour la Belgique, E. Vilquin a mené une vaste enquête en 1878 (La mortalité infantile selon le mois de naissance). Plus généralement, c’est une question qui a beaucoup profité des recherches italiennes, notamment : Breschi M., Livi-Bacci M. (1986), Saison et climat comme contraintes de la survie des enfants — Id. (1994), Le mois de naissance — Breschi M., Derosas R., Manfredini M. (2000), Fatal seasons in children’s survival.

48 Perrenoud A. (1979), La population de Genève, pp. 429-431.

49 Alter G. et al. (2002), When dad died.

50 Viazzo P. P.(1994), Family structures — Bourdelais P. (1985), Vieillir en famille, p. 37. Pour une synthèse de ces questions, voir Oris M., Ochiai E. (2002), Family crisis, pp. 49-51.

51 Comme l’indique l’annexe VIII-1, 10 % des enfants de moins de deux ans cohabitent avec une grand-mère maternelle ou paternelle, contre 9 % des petites filles et 11 % des petits garçons qui vivent sous le même toit que leur grand-père.

52 Imhof A.E. (1984), The amazing simultaneousness.

53 Biraben J.-N. (1991), Pasteur, pasteurization and medicine, pp. 224-225.

54 G. Masuy-Stroobant développe un raisonnement similaire à propos de la province du Hainaut où, malgré des témoignages qui signalent l’abandon de l’allaitement maternel après quelques semaines, la mortalité infantile est relativement faible : « chaque ouvrier a souvent une vache, une chèvre, une brebis laitière : le lait se trouve ainsi dans des conditions moins défectueuses » (Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, p. 128 : l’auteur cite ici un Rapport des Commissions Médicales Provinciales de 1898, Hainaut, 1898, p. 277).

55 C’est en réalité par l’intermédiaire de T. Bengtsson que nous avons eu connaissance de cette hypothèse développée par l’auteur allemand : BENGTSSON T. (1997), The vulnerable child, p. 6, qui renvoie à Imhöf A.E. (1984), Säuglingssterblichkeit im Europaïschen Kontext.

56 Sur les mesures d’approximation des intervalles intergénésiques, voir les propositions de calcul de Knodel J.E. (1988), Demographic behavior in the past, pp. 542-549.

57 Se reporter à Neven M. (2000a), Dynamique individuelle et reproduction familiale, pp. 161-182.

58 En Suède, P. Sköld a observé que les enfants qui résidaient relativement loin des grands axes de communication bénéficiaient d’une certaine immunité lors des épidémies de variole qui ravageaient le pays (Skold P. (1996), The two faces of smallpox, pp. 150-159).

59 Des essais similaires menés avec l’indice du prix du beurre ne font que confirmer cette absence d’impact de la conjoncture.

60 Pour l’ensemble de la Belgique, R. André et J. Pereira-Roque considèrent que la maladie de la pomme de terre des aimées 1845-1846, a donné lieu à la dernière crise de mortalité due à la faim. Dans l’Est du pays, plusieurs travaux ont même plutôt montré que la dernière famine remonte au début du xixe siècle (1816-1817) (Andre R., Pereira-Roque J. (1974), La démographie de la Belgique, p. 77 — Alter G., Oris M. (2000), Mortality and economic stress, p 339). p

61 Rollet C. (1994), La mortalité des enfants dans le passé, p. 13.

62 Breschi M., Livi-Bacci M. (1986), Saison et climat, pp. 9-36— Id. (1994), Le mois de naissance, p. 181.

63 Breschi M., Livi-Bacci M. (1994), Le mois de naissance, p. 172.

64 G. Masuy-Stroobant met en exergue « l’importance du facteur alimentaire dans l’explication des différences régionales de la mortalité infantile du xixe siècle, mais surtout, la relation existant entre mode d’alimentation et structure par âge de la mortalité infantile régionale (...) La mortalité infantile est négativement associée à la fréquence de l’allaitement au sein » (Masuy-Stroobant G. (1983), Les déterminants de la mortalité infantile, pp. 123-124).

65 Wrigley et Scholfield avancent le même argument pour expliquer la sous-mortalité qui caractérise, pendant l’été, les enfants de moins d’an an, par rapport à leurs aînés (Schofield R., Wrigley E.A. (1979), Infant and child mortality). Knodel quant à lui développe une théorie relativement complexe pour expliquer que les villages où l’allaitement maternel est traditionnellement le plus long endurent une surmortalité d’été plus importante que les autres. Sa théorie repose sur le fait que les enfants non nourris au sein subissent une mortalité constamment plus forte que les autres enfants : ils sont plus fragiles tout au long de l’année. Toutefois, à la fin de Tété, les récoltes réclament un apport supplémentaire de main-d’œuvre qui inciterait les femmes à cesser d’allaiter à cette période de Tannée, provoquant du même coup un pic de mortalité dans les entités géographiques concernées (Knodel J.E. (1988), Demographic behavior in the past, p. 66).

66 Dans une étude antérieure menée dans une optique comparative de la mortalité dans l’Est de la Belgique entre les campagnes et les centres urbains, nous avons également mis en évidence, dans les villages ruraux ardennais de Sart et Polleur une sous-mortalité générale (tous âges confondus) de juin à novembre, opposée à une fragilité plus grande entre décembre et avril. Le centre minier de Tilleur se distinguait quant à lui, pendant la seconde moitié du xixe siècle, par une surmortalité évidente en juillet, voire en août (Neven M. (1997), Epidemiology of town and countryside, p. 55). D’une manière générale, la plus forte mortalité infantile qui s’observe dans les villes belges au xixe siècle, résulte d’une série d’éléments ’favorisants’ dont le poids respectif est difficile à établir : illégitimité des naissances, accentuation des inégalités sociales, allaitement maternel moins fréquent et de moins longue durée, problème de l’hygiène du biberon et du lait sont au nombre des facteurs déterminants retenus par G. Masuy-Stroobant ((1983), Les déterminants de la mortalité infantile, pp. 154-159).

67 Brunet G., Fauve-Chamoux A., Oris M. (1998), Le choix du conjoint, p. 4.

68 Bernhardt E. (1992), Crowding and child survival, spécialement p. 14.

69 Poulain M., Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles, pp. 114-116.

70 Bideau A. (1980), Variables familiales de la mortalité infantile, p. 231 et 234 — Bardet J.P. et al. (1981), La mortalité maternelle autrefois.

71 Voir par exemple et sans prétention d’exhaustivité : Palazzi M. (1990), Female solitude, p. 454 — Blom I. (1991), The history of widowhood, p. 195 — Rose S.O. (1994), Widowhood and poverty, p. 269— Gunnlaugsson G.A., Gardarsdottir O. (1996), Transition into widowhood, p. 442 et la récente synthèse de Oris M., Ochiai E. (2002), Family crisis.

72 À partir de ce modèle général, nous avons tenté d’affiner notre perception de la mortalité infantile en mettant au point un modèle strictement lié aux caractéristiques du ménage. Il exclut donc les séries économiques, les statuts socioprofessionnels et les saisons de naissance. Dans un troisième temps, nous avons aussi défini un modèle plus strictement biologique, qui prend en compte l’intervalle intergénésique, l’âge de l’enfant et l’âge de sa mère. Concrètement, les mêmes tendances se dégagent et les renseignements récoltés grâce au modèle général se confirment. Pour des détails, se reporter à Neven M. (2000a), Dynamique individuelle et reproduction familiale, annexes VIII-4 et VIII-5.

73 Eggerickx T., Tabutin D. (1992), La mortalité des jeunes, p. 9.

74 Devos I. (1996), La régionalisation de la surmortalité, p. 396. Il faut aussi noter que les ruraux ont tendance à se soigner plus tard que les citadins alors que, dans le cas d’une maladie comme la tuberculose, la précocité du traitement est justement un facteur essentiel de la guérison. Toutefois, il est clair que les réels progrès dans les soins apportés aux « phtisiques » ne sont apparus qu’après la découverte du bacille par Koch (1882) et que l’efficacité des mesures préventives et curatives s’est surtout révélée au début du xxe siècle. Le meilleur accès des citadins aux soins de santé est d’ailleurs un phénomène d’observation courante (Morel M.-F. (1991), The care of children, p. 218 — Neven M. (1993), La tuberculose en Belgique).

75 Devos I. (1996), La régionalisation de la surmortalité, p. 396 — Neven M. (1993), La tuberculose en Belgique, pp. 119-132 — Puranen B. (1991), Tuberculosis.

76 Nous n’avons pas intégré les variables relatives au nombre de personnes de 15-54 ans et à la proportion de moins de 15 ans et de plus de 55 ans dans notre modèle initial, d’une part à cause d’un risque de multicolinéarité avec le ratio microéconomique du ménage (voir supra) et, d’autre part, parce que plusieurs tests ont montré que ces facteurs explicatifs ne donnaient aucun résultat significatif quand ils étaient contrôlés par d’autres variables.

77 C’est ce que Alter G. et al. observent à Sart-lez-Spa ((1997), Household formation systems).

78 Leboutte R. (1990), Perception et mesure du vieillissement, p. 605 — Neven M. (2000b), Mortality differentials.

79 « Widows and widowers may be affected in different ways. In particular, economic support is more liable to be weakened for women than men, while the inverse is the case with respect to service support » (Gunnlaugsson G.A., Gardarsdottir O. (1996), Transition into widowhood, p. 435). Sur ce thème, voir aussi : Tedebrand L.-G. (1996), Orphans and foster-children Van Poppel F. (1995), Widows, widowers and remarriage Blom I. (1991), The history of widowhood — Palazzim. (1990), Female solitude, p. 447.

80 Chen L. et al. (1981), Sex bias in the family allocation — Ginsberg C. (1989), Sex-specific mortality — Humphries J. (1991), Bread and a Pennyworth of treacle — Johansson S.R. (1991), Welfare, mortality, and gender — Basu A. M. (1992), Culture, the status of women. Signalons que nous avons découvert la plupart de ces travaux grâce à la synthèse toute récente qu’a proposée S. Klasen lors d’une communication à la conférence de La Haye, qui sera publiée prochainement (Klasen S. (1999), Family composition). Voir aussi deux travaux antérieurs : Id. (1994), Missing women reconsidered — Id. (1998), Marriage, bargaining, and intrahousehold resource allocation.

81 Les autres arguments déterminants sont pour lui la sensibilité plus grande à des maladies fortement connectées à la malnutrition, une durée d’allaitement plus réduite et une propension des ménages à cesser de procréer après la naissance d’un garçon (Klasen S. (1999), Family composition). C. Havelange, spécialiste liégeois de la médecine au xixe siècle, à qui nous avons demandé conseil, évoque l’importance de la pudeur dans les mentalités de l’époque, qui limitait automatiquement l’accès des femmes à la médecine, puisque les docteurs étaient de sexe masculin. Sur ce thème, voir par exemple Bologne J.C. (1986), Histoire de la pudeur.

Table des illustrations

Titre Tableau VIII-1 Quotients de mortalité par âge et par année, moyennes mobiles par pas de 5 ans
Légende Note méthodologique : le faible nombre de décès survenus dans l’enfance dans les trois communes étudiées entraîne des variations annuelles aléatoires, qui affectent les taux et les quotients de mortalité. Nous avons donc choisi de calculer ces mesures sur base de l’addition des personne-années présentes pendant 5 ans, et des décès survenus pendant ce même laps de temps. Les quotients de mortalité de 1849 sont donc fondés sur le nombre des décès survenus entre 1847 et 1851, rapportés à la population de référence de ces cinq années. Et ainsi de suite.
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Titre Graphique VIII-1 Evolution des quotients de mortalité par âge (moyenne mobile par pas de 5 ans)
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Titre Graphique VIII-2 Évolution des quotients de mortalité par âge (0-1 et 2-14 ans) (moyenne mobile par pas de 5 ans)
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Titre Tableau VIII-2. Les crises de mortalité dans l’enfance
Légende Légende : U = crises repérées grâce au résidu quadratique moyen ; D = crises isolées par l’indice de Dupâquier
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Titre Graphique VIII-3. Les crises de mortalité dans l’enfance. Taux annuel de mortalité à moins d’1 an, à 1 – 4 ans et à 5 – 14 ans
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Titre Tableau VIII-5. La mortalité différentielle des enfants de moins de 2 ans. Régression de Cox
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Légende Un rappel technique :- le risque relatif exprime le risque que l’événement étudié, ici le décès, survienne :• il s’exprime parfois par rapport à une catégorie de référence (x % de risques en plus ou en moins) [exemple : statut socioprofessionnel],• dans le cas des variables numériques, il signifie que chaque fois que la variable s’accroît d’une unité, le risque augmente ou diminue de x % [exemple : ratio microéconomique] ;- le P> |z| quant à lui ne fournit pas à proprement parler le seuil de signification du résultat obtenu. Il indique simplement le pourcentage de chances que le résultat de la relation entre la variable et le risque étudié arrive à ce résultat ou à un résultat plus grand alors que sa vraie valeur est égale à 0. Nous indiquerons systématiquement en caractères gras les résultats obtenus quand la probabilité de l’hypothèse est inférieure à 5 %.
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Titre Graphique VIII-4. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de naissance
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Titre Graphique VIII-5. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de décès
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Titre Tableau VIII-6. La mortalité des enfants de moins de deux ans selon le mois de décès
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Titre Tableau VIII-8. La mortalité différentielle des 2–14 ans. Régression de Cox
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Titre Graphique VIII-6. Le mouvement mensuel des décès des enfants de 2–14 ans, par sexe
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Titre Tableau VIII-9. La composition du ménage comme facteur de différenciation. La mortalité des 2–14 ans
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© Presses universitaires de Liège, 2003

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