No CrossRef data available.
We use cookies to distinguish you from other users and to provide you with a better experience on our websites. Close this message to accept cookies or find out how to manage your cookie settings.
We use cookies to distinguish you from other users and to provide you with a better experience on our websites. Close this message to accept cookies or find out how to manage your cookie settings.
Published online by Cambridge University Press: 17 August 2016
Dans cette étude, nous nous proposons d'analyser l'évolution de la mortalité en Belgique depuis 1930, à partir des données des relevés démographiques, afin de dégager les facteurs qui ont conditionné la structure actuelle du phénomène.
Les données de base de notre analyse sont issues des publications de l'Institut National de Statistique: “Statistiques démographiques”, “Bulletin de Statistique”, et “Tables démographiques, 1959-63”. Comme les données ne permettent généralement pas d'effectuer une analyse longitudinale satisfaisante, nous recourrons aux méthodes traditionnelles de l'analyse transversale, dont l'utilisation se justifie toutefois par le fait que le phénomène de la mortalitée est fortement influencé par les conditions du moment aux points de vue économique, hygiénique, sanitaire, etc…
Cette étude a pu être réalisée grâce aux crédits du “Consiglio Nazionale delle Ricerche”. Le Département de Démographie de Louvain s'est chargé de la traduction du texte italien.
1) Cfr. par exemple Wunsch, G., Indices standardisés et indices résumés d'une distribution de taux d'éventualité, Recherches Economiques de Louvain, 1969, 4, 289–308 Google Scholar.
2) Cfr. par exemple Andre, R., Le vieillissement de la Belgique, Editions de l'Institut de Sociologie de l'Université Libre de Bruxelles, 1969, p. 8 Google Scholar.
3) Cfr. par exemple Morsa, J. et Van Dieronck, L., Tendances récentes de la mortalité en Belgique, Population et Famille – Bevolking en Gezin, 1964, p. 19 (Tableau 1)Google Scholar.
4) Si, pour la période 1953-67, on adapte aux taux bruts de Tableau 1, une fonction du type
où x = t - 1960, et où t indique les années de calendrier, et si on recourt à la méthode de moindres carrés, on obtient:
qui s'adapte de manière assez satisfaisante à la série empirique; l'indice de rapprochement calculé selon la formule.
où y et ȳ indiquent, respectivement, les valeurs observées et théoriques des taux bruts de mortalité, est égal à 1,97 %.
5) Les valeurs de 1x nécessaires pour le calcul des quotients (quinquennaux) de mortalité ont été prises, respectivement de: O.C.S., Tables de mortalité de la population belge 1928-32, in Recensement général de la population au 31 décembre 1930, Bruxelles, 1938, Tome VII, 51–56 Google Scholar; I.N.S., Tables de mortalité de la population belge 1959-63, Bulletin de statistique, no 1,janv. 1965 Google Scholar.
6) Cfr. par exemple Salvemini, T., La mortalità nel Belgio e nell'Italia ultimo cinquantennio, Genus, Vol. IV, 1939, 97–105 Google Scholar.
7) Cfr. Nizard, A. et Vallin, J., Les plus faibles mortalités, Population, 1970, 847–874 CrossRefGoogle Scholar.
8) Cfr. Bourgeois-Pichat, J., Essai sur la mortalité “biologique” de l'homme, Population, 1952, 3, 381–394 CrossRefGoogle Scholar.
9) Cfr. Minet, M. et Yoo, Tae Ho, Tendances récentes de la mortalité selon les causes en Belgique, Recherches économiques de Louvain, 1967, 4, 377–412 CrossRefGoogle Scholar.
10) Les causes de décès dont l'article cité dans la note précédente a supposé l'élimination sont les suivantes:
I) maladies cardio-vasculaires (410-434)
II) tumeurs (140-239)
III) lésions vasculaires affectant le système nerveux central (330-334). Les nombres entre parenthèses qui figurent ci-dessus à côté des causes sont repris à la classification analytique internationale de 1948.
11) Cfr. par exemple Ghiassino, G., Sull'andamento della mortalità in Italia del 1881 al 1951, Rivista Italiana di Economia, Demografia e Statistica, 1961, 1-2, 53–71 Google Scholar.
- Larsson, T., Mortality in Sweden, Karger, S., Basel, 1965 Google Scholar.
12) Cfr. Schoen, R., The geometrie mean of the age-specific death rates as a summary index of mortality, Demography, 1970, 3, 317–324 CrossRefGoogle Scholar.
13) Cfr. Crosson, W.H., An analysis of the increase in life expectancy – Actuarial note, Society of Actuaries Transactions, University of Chicago Press, XIV, 1, 1963, 386–388 Google Scholar.
14) Etant donné deux âges x et y, tels que 0 < x < y <ω, il existe la relation
(cfr. Vallin, J., Tables de mortalité de la population française 1960-64, Population, 1970, 2, 392–409)CrossRefGoogle Scholar.
15) Pour les méthodes de calcul de la valeur de l'effet conioint, il faut se référer par exemple à:
W.H. CROSSON, An analysis…, op.cit.; J. VALLIN, Tables de mortalité, op.cit.
16) Les nombres qui figurent entre parenthèses à côté de la dénomination des différentes causes de mort sont repris à la classification analytique internationale de 1948.
17) Cfr. par exemple Van Dierdonck, L., Evolution récente des causes de mortalité en Belgique, Population et Famille-Bevolking en Gezin, 1964, 2, p. 44 (tableau 1)Google Scholar.
18) Les indices ci-dessus résultent en effet du type
où M et F représentent le sexe; qx et px représentent respectivement: le taux de mortalité relatif à l'âge x et le rapport entre la population (masculine et féminine) d'âge x et l'ensemble de la population (masculine ou féminine).
19) Puisqu'on ne connaît pas les données des décès de la population effective de la classe d'âges 85-90 pour le calcul des quotients de mortalité, on a remplacé cette classe par la classe 85 - ω
20) Cfr. par exemple Fegiz, P. Luzzatto, Statistica demografica ed economica, Utet, Torino, 1968, 62–65 Google Scholar.
21) Cfr: Kitagawa, E.M., Components of a difference between two rates, Journal of the American Statistical Association, 50, 272, dec. 1955, 1168-1194Google Scholar.
22) Pour toutes les années considérées, on a posé 
pour deux raisons. D'une part, l'analyse de l'influence que le sexe et la légitimité exercent sur le niveau des taux de mortalité infantile sera par la suite effectuée à partir de 1950, c'est à dire pour un intervalle de temps pendant lequel le niveau de mortalité de la première année de vie a été assez bas en Belgique. Cfr par exemple
Van Oleffe, L. - Dierdonck, Van, Note sur la mortalité infantile en Belgique, Population et Famille – Bevolking en Gezin, 1964, 3, 60–81
Google Scholar. D'autre part, les taux que l'on aurait obtenus pour les années antérieures à 1950, en utilisant des valeurs de α plus élevées que 
n'auraient pas été trop différents des taux du tableau 22.
23) Selon Bourgeois-Pichat, les limites biologiques de la mortalité infantile sont données par un taux de 13 %pour les hommes et par un taux de 9 %pour les femmes. (Cfr. J. BOURGEOIS-PICHAT, Essai sur la mortalité “biologique” de l'homme, op.cit., 385-386).
24) Cfr. par exemple Chiassino, G., La recente tendenza della mortalità infantile in Italia, Studi di demografia, Bari, 1970, 6-7, 31–34 Google Scholar.
25) Cfr. par exemple Bonmariage, J., Termote, M., Van De Walle, E., Wunsch, G., Où va la statistique démographique belge?, Recherches Economiques de Louvain, 1966, 6, p. 384 Google Scholar.
26) Cfr. Bourgeois-Pichat, J. Evolution récente de la mortalité infantile, Population, 1964, 3, 417–438 CrossRefGoogle Scholar.
27) Plus précisément, les décès exogènes sont généralement obtenus en multipliant par 1,254 le total des décès enregistrés du second au douzième mois de vie. Si l'on ne dispose que du total des décès enregistrés entre le 29ème et le 365ème jour de vie (comme c'est le cas en Belgique depuis 1956 pour les décès masculins et féminins), on multiplie ce total par 1,228.
28) Cfr. Bourgeois-Pichat, J., L'analyse de la mortalité infantile – Principes et Méthodes, Population, 1951, 2, 459–480 CrossRefGoogle Scholar.
29) Cfr. G. CHIASSINO, La recente tendenza della mortalità infantile in Italia, op. cit., 24-25.
30) Les indices des variations saisonnières des décès ont été calculés selon la relation:
où Dį indique le total des décès enregistrés dans le ième mois, pour chacune des dix années considérées. Naturellement, pour éliminer l'influence que la durée différente des mois aurait exercé sur le niveau de ces indices de variation saisonnière, tous les mois ont été portés à 30 jours.
31) A propos du cycle des variations saisonnières de la mortalité considérée en relation avec l'âge et les causes de décès, il faut se référer par exemple à Chiassino, G., Variazioni stagionali dei decessi in Italia, Giornale degli Economisti, 1966, 9-10, 952-72Google Scholar.
32) Les relations (XV) et (XVI) s'adaptent de manière assez satisfaisante aux séries empiriques. L'indice de rapprochement entre les valeurs théoriques (y) et les valeurs empiriques (y), calculé selon
est égale à 2,70 %pour la relation (XV) et à 1,25% pour la relation (XVI).