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Au cœur religieux de l’époque moderne

 | 
Dominique Dinet

Statistiques de mortalité infantile sous le Consulat et l’Empire

(1973)1

Texte intégral

  • 1 Initialement paru dans Sur la population française au xviiie et au xixe siècles. Hommage à Marcel R (...)
  • 1 Voir ces publications dans : « La France à l’époque napoléonienne », Revue d’Histoire moderne et co (...)
  • 2 J. Dupâquier, « Problèmes démographiques de la France napoléonienne », op. cit., p. 356.

1Nos connaissances des problèmes démographiques de la France sous le Consulat et l’Empire ont fait de notables progrès depuis un quart de siècle, grâce aux initiatives de M. Reinhard et, plus récemment, lors de la célébration du second centenaire de la naissance de Napoléon. A cette occasion, la Société d’Histoire Moderne organisa un Colloque où plusieurs chercheurs firent le point de ce qui était acquis, indiquèrent les recherches à poursuivre1. M. Dupâquier soulignait à ce propos l’existence et l’intérêt de statistiques sur la mortalité2. C’est à une première approche de la question de la mortalité infantile que nous nous livrons ici.

  • 3 Archives Nationales, F20 401 pour l’an X et l’an XI ; F20 402 pour l’an XII ; F20 4406 pour 1806, 1 (...)

2On possède, en effet, aux Archives nationales, à partir de l’an X, des listes par département et par sexe, des naissances, des décès par âges, notamment de 0 à 1 mois (avant 1806) ou 3 mois (à compter de 1806), de 1 ou 3 à 6 mois, de 6 mois à 1 an3.

  • 4 D’autres travaux sont en cours pour la période postérieure à 1811.

3Nous avons tenté d’exploiter ces données depuis le Consulat jusqu’en 18114.

  • 5 Archives Nationales, F20 4407.

4Quelle valeur leur accorder ? Le problème n’est pas nouveau. Dès le xixe siècle, on se demandait ce que représentaient ces chiffres. Une note manuscrite insérée dans l’année 18365 indique que les mort-nés étaient confondus avec les décès d’enfants âgés de moins de trois mois. A partir de cette date, on compta soigneusement les mort-nés et les enfants décédés avant la déclaration de naissance, malheureusement en mélangeant ces deux catégories.

5Il est donc probable que, sous le Consulat et l’Empire, des mort-nés sont encore inclus parmi les enfants décédés en très bas âge, comme dans de nombreux registres paroissiaux d’avant la Révolution, mais il est impossible d’en déterminer la proportion. Les taux calculés s’en trouvent surestimés. Ce n’est pas très grave car on rencontre ces difficultés dans tous les travaux du même genre sur cette période.

6Néanmoins, au-delà de ce point particulier, quelle confiance peut-on avoir dans ces statistiques et comment se présentent-elles ?

7Celle de l’an X ne distingue les garçons des filles que pour les naissances. Elle comporte des lacunes pour l’Ariège et l’Ille-et-Vilaine. Elle est peu utilisable pour une analyse précise.

8Dès l’an XI apparaissent de légers progrès : les sexes sont toujours séparés. Cependant les décès des départements de la Côte-d’Or et de la Marne sont ridiculement faibles. D’autres sont suspects, surtout lorsque les décès féminins l’emportent fortement, comme par exemple dans le Gers. Ailleurs un sous-enregistrement n’est pas à écarter a priori.

  • 6 La Corse fut divisée en deux départements : Golo et Liamone, de 1793 à 1811. Dans cet article nous (...)
  • 7 Peut-être améliorerait-on ces données par de longues recherches aussi bien dans la série F20 des Ar (...)

9En 1806, on doit déplorer quelques lacunes : l’Ariège, les départements corses, les décès du premier âge pour les Vosges et l’Yonne en raison de l’état lamentable du document. En 1810, le Gers, le Golo et le Liamone font défaut6. En 1811 enfin, le Gers manque. En outre, les chiffres du Loiret ne paraissent pas sûrs, tant les décès féminins sont abondants. Ceux du Cher étonnent par leur chute brutale par rapport à l’année précédente7.

  • 8 Nous tenons à remercier ici M. Demonet et le Centre de Calcul Sciences Humaines du Centre National (...)

10Malgré ces imperfections – inévitables sans doute au moment de la mise en place d’un véritable service national de statistiques – les chiffres de l’an XI, de 1806, 1810 et 1811 ont été transcrits sur cartes perforées, puis traités par ordinateur8.

11En même temps, on a procédé à une vérification de la qualité des données par l’examen de leurs corrélations au niveau national pour chaque donnée et ensuite pour deux années consécutives.

  • 9 Plus les coefficients de corrélation entre deux phénomènes sont proches de l’unité, plus la liaison (...)

12On constate d’abord que les coefficients de corrélation entre naissances masculines et féminines d’une même année ou de deux années consécutives sont proches de l’unité, et cela d’autant plus qu’on se rapproche de 18119. Cela nous prouve une grande cohésion dans les données et permet de conclure à un bon enregistrement des naissances.

13D’autre part, en calculant les coefficients de corrélation entre les décès de garçons et de filles pour un âge donné et pour chacune des années considérées, on arrive à des résultats encore satisfaisants, compris entre 0,922 et 0,975, ce qui indique l’absence de distorsion et nous invite à rejeter l’hypothèse d’un sous-enregistrement de l’un des deux sexes, du moins au niveau national.

14Par contre, les autres coefficients de corrélation recherchés, soit entre les décès par sexe d’un âge donné pour deux années consécutives, soit entre les décès (par sexe) du premier âge (0-3 mois) et du deuxième âge (0-6 mois) ou du deuxième et du troisième âge (6-12 mois), soit entre les décès du premier âge et les naissances, sont compris entre 0,622 et 0,900, chiffre dont on se rapproche peu à peu vers 1811. Cela conduit à admettre des erreurs dans les âges au décès et aussi de très fortes variations aléatoires, ce qui n’est pas impossible en cas de crise.

15Au total, ces statistiques de mortalité infantile du Consulat et de l’Empire ne sont pas mauvaises, tout au plus méritent-elles quelques réserves. Elles peuvent fournir des renseignements assez précis aux niveaux national et régional.

  • 10 Sur ces questions de méthode, voir R. Pressat, L’analyse démographique, Paris, 1969, p. 130-132, ou (...)

16Selon les années, deux méthodes ont été utilisées pour déterminer les quotients de mortalité infantile. Lorsqu’on possédait les naissances de l’année précédente, on eut recours à la méthode de « la moyenne pondérée », en se servant des coefficients ⅓ et ⅔. Dans les autres cas, on a gardé le procédé classique du quotient des décès par les naissances de l’année10.

17Pour la France entière, les résultats sont les suivants (chiffres arrondis à l’unité) :

 

an X

an XI

1806

1810

1811

Garçons

 

210

199

196

197

Filles

 

189

172

171

174

Ensemble

186

200

186

184

185

18La mortalité infantile est donc restée à un niveau élevé sous le Consulat et l’Empire. Comme on pouvait s’y attendre, elle touche davantage les garçons que les filles. Néanmoins, cette vision d’ensemble mérite d’être corrigée par une analyse régionale.

19Les cartes que nous publions pour chaque année, en séparant constamment garçons et filles, permettent de mieux distinguer de grands ensembles. Il apparaît nettement que le Bassin parisien est la zone la plus éprouvée, mais de façon inégale : l’Ouest paraît relativement épargné. Au contraire, Picardie, Champagne, vallée de la Meuse, Berry, Sologne, Val de Loire, de l’Orléanais à la Touraine, sont sévèrement frappés : les quotients supérieurs à 300 ‰ ne constituent pas des exceptions. A côté, le département de la Seine semble privilégié.

20Il est vraisemblable que, dans ce dernier cas, la pratique courante dans la plupart des couches sociales, d’envoyer les jeunes enfants en nourrice à la campagne, est responsable de ce taux assez bas. En même temps, cela a pu augmenter de façon importante les taux des départements voisins, et même plus éloignés, puisqu’on a trouvé depuis longtemps des décès de nourrissons parisiens jusque dans le Morvan.

  • 11 E. Gautier et L. Henry, La population de Crulai, paroisse normande. Etude historique, Paris, 1958, (...)

21Mais cela ne suffit pas à expliquer la différence de valeur des quotients de mortalité infantile entre la partie occidentale et la partie orientale du Bassin parisien, puisque, par exemple, on rencontre encore des enfants en nourrice venus de Paris, au tout début du xixe siècle, à Crulai, dans l’Orne11.

22Autres régions de forte mortalité infantile : le Sud-Est, de la vallée du Rhône aux Alpes et à la Provence, une partie de la Bretagne (à l’exception du Pays Nantais), certaines contrées de l’Aquitaine : les Landes parfois, et avec encore moins de régularité, Aunis, Saintonge et Angoumois.

23Quelques provinces semblent plus favorisées : celles du Midi souvent, le sud du Massif Central, une grande partie du Languedoc, l’ouest et le centre des Pyrénées. Ailleurs, le Poitou, l’Anjou, la Basse-Normandie sont dans la même situation.

24Autre élément à considérer, après la répartition géographique, l’évolution dans le temps. D’une façon générale, on peut noter une baisse légère, mais très irrégulière selon les années et selon les endroits.

25Entre l’an XI et 1806, elle est plus sensible pour les filles que pour les garçons. Elle est assez nette en Bourgogne, en Aquitaine, dans le nord du Massif Central, dans certains pays bretons, sauf dans le Finistère où il y a aggravation, comme dans les Bouches-du-Rhône et les Basses-Alpes.

26Entre 1806 et 1810, l’amélioration est plus faible : elle commence en Lorraine pour les garçons, elle est visible dans une partie de la Provence, dans l’ouest de la Bretagne. Mais la mort revient aussi, avec légèrement plus d’insistance, dans le Massif Central, dans les Côtes-du-Nord.

27De 1810 à 1811, le progrès est encore plus timide : certes, les taux diminuent dans le Berry et le Sud-Est. Ailleurs, ils se maintiennent ou parfois augmentent, comme en Charente-Inférieure, de façon brutale, ou, plus modérément, dans presque tout l’ouest du pays, surtout pour les garçons.

28Sous le Consulat et l’Empire, la mortalité infantile est donc en régression et évolue entre deux crises : celles de 1802-1803 et de 1810-1811, la dernière étant moins grave. On sait que ces dates sont aussi celles des crises économiques de l’époque napoléonienne. Peut-on en conclure immédiatement que ces difficultés se sont répercutées fatalement sur la démographie par un nombre croissant de décès, notamment chez les plus fragiles, les enfants en bas âge ?

  • 12 C. Rollet, « L’effet des crises économiques du début du xixe siècle sur la population », Revue d’Hi (...)

29Le problème a été abordé récemment d’une manière générale12. L’auteur, en conclusion, insistait sur le fait que la crise économique n’avait d’effet mécanique ni sur la population dans son ensemble, ni sur la mortalité en particulier (mais elle n’a pas examiné isolément la question de la mortalité infantile).

  • 13 Ibid., p. 393.

30Il est exact que, si l’on confronte ses cartes de la hausse des prix du froment entre l’an X et l’an XI et entre 1810 et 181113 avec celles de la mortalité infantile, il n’y a pas de coïncidence précise. Par exemple, pour la première crise, il y a dans plusieurs départements concordance entre disette agricole et progression des décès d’enfants, mais on peut noter aussi que ces décès augmentent nettement dans l’Est du Bassin parisien alors que la montée des prix y est modérée. Inversement, celle-ci est sensible dans le Finistère, alors qu’on observe une baisse de la mortalité infantile.

31On pourrait se livrer aux mêmes constatations pour 1810-1811 quoique la crise soit plus « industrielle » qu’agricole. Néanmoins on ne peut rejeter toute corrélation entre crise économique et pointe de mortalité infantile ; simplement, elle n’est pas automatique et devient faible au début du xixe siècle. La crise par elle-même ne provoque pas vraiment une poussée de décès, tout au plus peut-elle être un des facteurs d’entretien d’une mortalité infantile élevée.

32Quelles sont donc les raisons de cette mortalité infantile ? Comme nous ne possédons pas de statistiques des causes de décès pour l’Empire (il faut attendre le milieu du xixe siècle pour en trouver), nous sommes réduits à essayer de distinguer mortalité endogène (résultant de malformation congénitale, de débilité ou de traumatisme à l’accouchement) et mortalité exogène (due au manque d’hygiène, à une mauvaise alimentation, à une infection ou à un accident).

  • 14 R. Pressat, op. cit., p. 134-138. Ces pourcentages découlent des divisions 3,41 / 16,85 – 3,41 et 7 (...)

33Pour y parvenir, nous avons utilisé le procédé mis au point par J. Bourgeois-Pichat. Pour déterminer plus rapidement la mortalité exogène que par un graphique, il suffit de majorer de 25 % les décès de l’intervalle 31-365 jours ou de 81,5 % ceux de l’intervalle 91-365 jours14. La majoration de 25 % a été appliquée pour l’an XI où les décès nous sont donnés de 0 à 1 mois, 1 à 6 mois, 6 à 12 mois. Celle de 81,5 % l’a été pour les autres années puisque les catégories d’âges sont 0-3 mois, 3-6 mois, 6-12 mois. La mortalité endogène est obtenue ensuite par simple différence entre le quotient de mortalité infantile et celui de mortalité exogène.

  • 15 L. Henry, Démographie, analyse et modèles, op. cit., p. 184.

34A ce sujet, il convient de faire tout de suite trois réserves. D’abord, des mort-nés figurant sans doute parmi les décès du premier âge, la mortalité endogène risque d’être surestimée comme l’ensemble de la mortalité infantile, mais cela n’a aucune influence sur la mortalité exogène. Ensuite si des erreurs d’âges ont été commises lors de l’enregistrement des décès, cela peut fausser légèrement les calculs. Enfin ceux-ci ne sont valables que lorsque la loi de Bourgeois-Pichat se vérifie bien. Or, elle souffre des exceptions, en particulier dans les pays méditerranéens15. Nous nous en sommes aperçu pour la Corse en 1811, où on aboutissait à des résultats incohérents. Il se peut en outre que pour cette année-là, l’enregistrement soit particulièrement mauvais, dans les départements corses. En conséquence, il faut se rappeler que la répartition entre décès endogènes et exogènes n’a pas une valeur absolue mais seulement très approchée.

35Voici les résultats pour l’ensemble de la France en distinguant garçons (G) et filles (F) (pour mille) :

 

an XI

1806

1810

1811

 

G.

F.

G.

F.

G.

F.

G.

F.

Mortalité endogène

74

59

71

52

81

64

76

60

Mortalité exogène

136

130

128

120

115

107

121

114

36II ressort de ces chiffres que la mortalité endogène a relativement peu varié au temps de Napoléon. Ce n’est guère étonnant. Par exemple, on ne voit pas comment la « science » des sages-femmes aurait pu faire beaucoup de progrès à cette époque. La baisse des décès exogènes est donc la cause essentielle du léger déclin de la mortalité infantile.

37Ce n’est guère différent au niveau départemental. On constate facilement, sur les cartes que nous avons dressées, que les zones de forte mortalité exogène sont la plupart du temps celles où la mortalité infantile atteint ses valeurs les plus élevées.

38Pour les garçons comme pour les filles et quelle que soit l’année considérée, la confrontation des quotients de mortalité exogène et de mortalité infantile montre la variation simultanée des deux phénomènes dans la plupart des cas, mais parfois, plus spécialement en Lorraine, dans la Meuse et les régions voisines ainsi qu’en Bretagne, la faiblesse persistante de la mortalité exogène qui, là, n’est guère responsable des fluctuations des décès d’enfants au cours de leur première année. Ainsi, aux marges occidentales et orientales du pays, la mortalité endogène est prépondérante. A quoi l’attribuer ?

39On est réduit le plus souvent à avancer des hypothèses. L’alcoolisme, déjà dénoncé par un préfet du Finistère sous l’Empire, n’y est certainement pas étranger. Mais plus généralement, la pauvreté des populations, l’insuffisance et la mauvaise qualité de leur alimentation ont des répercussions sur leur descendance. La mort frappait durement et tôt ces enfants débiles.

40Pourtant dans la majorité des départements, l’essentiel est ailleurs : la mort est provoquée par les épidémies. On s’en protège mal ; tout au plus on les observe de façon endémique sous le Consulat et l’Empire, progressant dans telle ou telle région, régressant puis revenant un peu au hasard.

  • 16 C. Rollet, op. cit., p. 400-402.
  • 17 Archives Nationales, F20 30.

41On les a déjà signalées dans le Finistère en 1802-1803, en Charente-Inférieure en 181116. Dans ce département, les jeunes enfants en furent les premières victimes, en très grand nombre. Par contre, dans la Creuse, où le préfet faisait inscrire, même sur les registres de population, des « maladies épidémiques : catarrhes, flux dyssentériques » en l’an XI17, la mortalité infantile n’en a pas été sérieusement affectée.

42Enfin ne négligeons pas totalement le climat. Les hivers plus cléments du Midi de la France peuvent y avoir atténué les affections respiratoires toujours très meurtrières.

  • 18 Voir : M. Lachiver, La population de Meulan du xviie au xixe siècle (vers 1600-1870). Etude de démo (...)
  • 19 A. Gintrac, Histoire démographique d’un village corrézien : Soudeilles (1610-1859), Bordeaux, 1970.
  • 20 M. Fresel-Lozey, Histoire démographique d’un village en Béarn : Bilhères-d’Ossau (xviiie-xixe siècl (...)
  • 21 Y. Blayo et L. Henry, « Données démographiques sur la Bretagne et 1’Anjou de 1740 à 1829 », Annales (...)

43La mortalité infantile dans la France napoléonienne est donc encore élevée, mais avec de fortes nuances selon les provinces. Monographies et sondages régionaux le laissaient prévoir. A cet égard, les travaux sur Meulan dans la région parisienne18, Soudeilles en Corrèze19, Bilhères-d’Ossau dans les Basses-Pyrénées20, la Bretagne et l’Anjou21 sont des illustrations locales et d’excellents exemples des phénomènes dont nous avons essayé de décrire les grands traits.

44Les progrès que nous avons notés sont fragiles et liés très souvent au flux et au reflux des épidémies. En définitive, la mortalité infantile régresse entre deux crises, celle de 1810-1811 étant plus bénigne que celle de 1802-1803. Il n’y a pas véritablement rupture avec la fin de l’Ancien Régime, semble-t-il, mais évolution lente. Là encore, l’Empire s’inscrit bien dans la continuité du xviiie siècle.

Notes

1 Voir ces publications dans : « La France à l’époque napoléonienne », Revue d’Histoire moderne et contemporaine, t. XVII, juillet-septembre 1970.

2 J. Dupâquier, « Problèmes démographiques de la France napoléonienne », op. cit., p. 356.

3 Archives Nationales, F20 401 pour l’an X et l’an XI ; F20 402 pour l’an XII ; F20 4406 pour 1806, 1810, 1811 et toutes les années jusqu’en 1828.

4 D’autres travaux sont en cours pour la période postérieure à 1811.

5 Archives Nationales, F20 4407.

6 La Corse fut divisée en deux départements : Golo et Liamone, de 1793 à 1811. Dans cet article nous les avons toujours réunis. D’autre part, le Tarn-et-Garonne n’a été créé qu’en 1808, d’où son absence sur les cartes auparavant.

7 Peut-être améliorerait-on ces données par de longues recherches aussi bien dans la série F20 des Archives Nationales que dans les manuscrits conservés à la Bibliothèque Nationale. Faute de temps, cette tâche n’a pas été entreprise.

8 Nous tenons à remercier ici M. Demonet et le Centre de Calcul Sciences Humaines du Centre National de la Recherche Scientifique pour le concours apporté, sans oublier M. Dupâquier dont l’aide nous a toujours été très précieuse.

9 Plus les coefficients de corrélation entre deux phénomènes sont proches de l’unité, plus la liaison entre eux est grande. Elle se présente alors sous forme « linéaire ou affine ». Pour une explication mathématique, on se reportera à M. Barbut, Mathématiques des Sciences Humaines. II. Nombres et Mesures, Paris, 1970.

10 Sur ces questions de méthode, voir R. Pressat, L’analyse démographique, Paris, 1969, p. 130-132, ou encore L. Henry, Démographie, analyse et modèles, Paris, 1972, p. 181-183.

11 E. Gautier et L. Henry, La population de Crulai, paroisse normande. Etude historique, Paris, 1958, p. 67-69.

12 C. Rollet, « L’effet des crises économiques du début du xixe siècle sur la population », Revue d’Histoire moderne et contemporaine, t. XVII, juillet-septembre 1970, p. 391-410.

13 Ibid., p. 393.

14 R. Pressat, op. cit., p. 134-138. Ces pourcentages découlent des divisions 3,41 / 16,85 – 3,41 et 7,57 / 16,85 – 7,57 qui font intervenir les valeurs de Loge3 (n + 1) à 31, 91, 365 jours.

15 L. Henry, Démographie, analyse et modèles, op. cit., p. 184.

16 C. Rollet, op. cit., p. 400-402.

17 Archives Nationales, F20 30.

18 Voir : M. Lachiver, La population de Meulan du xviie au xixe siècle (vers 1600-1870). Etude de démographie historique, Paris, 1969, p. 194-199.

19 A. Gintrac, Histoire démographique d’un village corrézien : Soudeilles (1610-1859), Bordeaux, 1970.

20 M. Fresel-Lozey, Histoire démographique d’un village en Béarn : Bilhères-d’Ossau (xviiie-xixe siècles), Bordeaux, 1969.

21 Y. Blayo et L. Henry, « Données démographiques sur la Bretagne et 1’Anjou de 1740 à 1829 », Annales de démographie historique, 1967, p. 91-171.

Notes de fin

1 Initialement paru dans Sur la population française au xviiie et au xixe siècles. Hommage à Marcel Reinhard, Paris, 1973, p. 215-230.

© Presses universitaires de Strasbourg, 2011

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