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Varia

Incidence de la fécondité illégitime sur la fécondité générale à Paris au XIXème siècle

Incidence of Illegitimate Fertility on Overall Fertility in Paris in the 19th Century
Sandra Brée

Résumés

Français English

Le déclin de la fécondité en Europe aux XIXème et XXème siècles est souvent abordé du seul point de vue de la fécondité des couples mariés. A Paris au XIXème siècle, la fécondité illégitime est particulièrement élevée et il est important d’analyser son mouvement indépendamment de celui de la fécondité légitime. Cette recherche a pour but, dans un premier temps, de mesurer le niveau de restriction des naissances légitimes et illégitimes, comprendre les mouvements et les mécanismes inhérents à chaque type de fécondité et saisir le poids qu’ont pu avoir les naissances illégitimes dans le déclin de la fécondité générale. Dans un second temps, en tenant compte des reconnaissances et légitimations des enfants illégitimes, il s’agira de différencier les naissances des filles-mères de celles des couples concubins afin de comprendre l’incidence de ces deux groupes sur le mouvement de la fécondité illégitime.

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Texte intégral

Introduction

1Le déclin de la fécondité en Europe aux XIXème et XXème siècles est souvent abordé du seul point de vue de la fécondité des couples mariés, ce qui s’explique logiquement par la faiblesse habituelle de la fécondité illégitime et par les méthodes utilisées (dans la plupart des méthodes de reconstitution, les familles sont constituées par le mariage, les enfants illégitimes sont donc exclus). Cependant, des recherches récentes utilisant la méthode des parcours de vie (life course analysis) ont porté sur le déclin de la fécondité illégitime [Van Bavel, 2001a, 2007] ou sur les mères qui donnent naissance à des enfants illégitimes [Alter, 1988 ; Van Bavel, 2001b ; Schumacher, Ryczkowska et Perroux, 2007]. Cette recherche se situe à un niveau moins fin puisqu’il ne s’agit pas d’une approche individuelle. L’objectif est de comprendre l’incidence de la fécondité illégitime dans le déclin général de la fécondité à Paris, en essayant d’apporter des éléments aux différents débats portant sur le mouvement de la fécondité illégitime. Le premier, portant sur la hausse de la fécondité illégitime au moment de la révolution industrielle, a opposé Shorter [1974] qui voyait en elle une libération sexuelle des classes ouvrières à Tilly, Scott et Cohen [1976] qui la considérait au contraire comme un indicateur de l’augmentation de la vulnérabilité des femmes, favorisant la prostitution et la cohabitation hors mariage et conséquemment les naissances illégitimes. La baisse de l’illégitimité souvent observée à la fin du XIXème siècle ou au début du XXème est quant à elle attribuée par Shorter [1971] à la diffusion des pratiques contraceptives dans les couples non mariés et à la hausse des avortements [Shorter, Knodel et Van de Walle, 1971] alors que Laslett [1980a] la voit plutôt comme le résultat d’une plus grande possibilité de se marier (courtship model). L’idée de Laslett est lorsque les comportements de séductions commencent plus tôt, deux conséquences sont possibles : des mariages plus précoces (réponses à des grossesses hors mariages) et une augmentation des risques de naissances illégitimes (lorsque la grossesse hors mariage n’est pas suivie d’un mariage) ; ces comportements précoces peuvent alors entrainer une baisse de l’illégitimité si une grande proportion de ces relations hors mariage se termine par un mariage avant la naissance de l’enfant. L’étude récente de Van Bavel [2007] a montré qu’à Leuven, le déclin de la fécondité illégitime ne peut s’expliquer que partiellement par la diffusion de comportements contraceptifs innovants dans les couples non mariés, ces résultats allant ainsi plutôt vers le courtship model même s’il n’exclut aucune des deux hypothèses.

2Étudier la fécondité illégitime à Paris au XIXème siècle est particulièrement intéressant, car elle est l’une des plus fortes d’Europe. Il est donc essentiel, dans un premier temps, de mesurer le niveau de restriction des naissances légitimes et illégitimes pour comprendre les mouvements et les mécanismes inhérents à chaque type de fécondité et montrer le poids qu’ont pu avoir les naissances illégitimes dans le déclin de la fécondité générale. Dans un second temps, grâce à une méthode prenant en compte les reconnaissances et les légitimations des enfants illégitimes, il sera possible de différencier les naissances des filles-mères de celles des couples concubins afin de saisir l’incidence de ces deux groupes sur le mouvement de la fécondité illégitime et essayer de donner quelques éléments supplémentaires aux débats évoqués plus haut.

Sources et méthode

  • 1 Les données concernant les naissances et les structures de la population parisiennes ne sont dispon (...)

3Cette recherche portera donc sur la fécondité des Parisiennes entre 18171 et 1901. Il faut, en premier lieu, préciser que le territoire parisien a été fortement modifié le 1er janvier 1860 puisqu’une partie de sa banlieue a été annexée à la capitale ; Paris passe ainsi de 3 282 hectares en 1859 à 7 802 hectares en 1860 et gagne près de 335 000 habitants. Les courbes de fécondité entre 1817 et 1856, d’une part, et entre 1861 et 1901, d’autre part, ne sont donc pas directement comparables, mais il est intéressant d’essayer de suivre le déclin de la fécondité pour quasiment tout le XIXème siècle.

  • 2 Leur niveau de fécondité, considéré comme un maximum social de fécondité, sert de référence.

4Les indices de fécondité utilisés sont ceux dits « de Coale » [Coale, 1969, Coale et Watkins 1986]. Ils sont intéressants car ils permettent de tenir compte de la structure par âge des mères, ce qui est particulièrement important dans un milieu urbain en plein bouleversement et touché par une très forte immigration, comme Paris au XIXe siècle. Ils consistent à appliquer la fécondité des femmes huttérites2 à la population féminine étudiée (ici les Parisiennes) et à comparer le nombre de naissances observées aux naissances théoriques.

5L’indice Im se calcule différemment puisqu’il « compare le nombre de naissances légitimes que l’on observerait avec la fécondité huttérite si toute les femmes étaient mariées à 15 ans et soumises à la fécondité des Huttérites » [Schumacher, 2010, 303]. De plus, la relation Im*Ig exprime la contribution des femmes mariées à une fécondité maximale (If) ; et (1-Im)*Ih celle des femmes non mariées. Coale [1969, 33] précise que l’impact de la nuptialité sur la fécondité générale n’est mesurable que si la fécondité illégitime est basse car « (…) il mesure le degré avec lequel la nuptialité limiterait la fécondité totale en situation de fécondité légitime naturelle et de fécondité illégitime nulle » [Schumacher, 2010, 303]. Cet indice est cependant intéressant, même dans le cas d’une forte fécondité illégitime, car il permet de tenir compte du poids de la nuptialité dans l’équation de fécondité générale.

Encadré 1. Calcul des indices de fécondité générale If, légitime Ig et illégitime Ih et de l’indice de nuptialité Im.

Encadré 1. Calcul des indices de fécondité générale If, légitime Ig et illégitime Ih et de l’indice de nuptialité Im.
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où : N : Naissances, NL : Naissances légitimes, NI : Naissances illégitimes ;
Fx : Taux de fécondité des Huttérites ; Px : Effectif des femmes de 15 à 49 ans à l’âge x, Px M : Effectif des femmes mariées de 15 à 49 ans à l’âge x, Px NM : Effectif des femmes non mariées de 15 à 49 ans à l’âge x.

6L’indice de fécondité illégitime Ih est le plus bancal, car de nombreuses femmes non mariées n’ont pas de compagnon et sont donc comptées dans le numérateur alors qu’elles n’ont pas de risque de tomber enceinte ; il a cependant pour avantage de tenir compte de la structure de la population (prise en compte particulièrement importante pour Paris) et surtout, parce qu’il ne dépend pas du comportement fécond des couples mariés, contrairement à l’illégitimité qui est une mesure proportionnelle binaire dont la deuxième composante est le nombre de naissances légitimes. Ces deux indicateurs, taux d’illégitimité et taux de fécondité illégitimes seront cependant présentés.

  • 3 Une moyenne triennale (année de recensement + deux années encadrantes) est utilisée pour les naissa (...)
  • 4 Tous les cinq ans, années finissant en « 1 » ou en « 6 » ; sauf en 1871, le recensement ayant été r (...)
  • 5 Annexe 1. Sources

7L’utilisation de ces indices nécessite donc de disposer de la structure par âge de la population féminine âgée de 15 à 49 ans et des effectifs des naissances aux même dates3. A Paris, la première structure par sexe, âge et état-matrimonial disponible date de 1817 et elle est malheureusement la seule avec celle de 1836, à exister pour la première moitié du siècle [Brée, 2013a]. A partir de 1851, en revanche, les publications de tous les recensements sont disponibles (il n’existe pas de recensement nominatif de la population parisienne avant 1926)4. Ces données sont regroupées dans diverses publications qui évoluent au cours du siècle5.

  • 6 Le détail des années couvertes par ces différentes séries de publication est précisé dans les sourc (...)
  • 7 Grâce à une recherche dans les registres hospitaliers, il a été possible d’estimer le nombre de fem (...)
  • 8 Un biais subsiste donc puisqu’on ne sait pas combien de Parisiennes accouchaient en dehors de Paris (...)

8Si la qualité des recensements parisiens semble bonne malgré quelques sur-déclarations aux âges se terminant par 0 ou 5 [Brée, 2011, 39-41], l’obligation de travailler sur des sources agrégées publiées au XIXe siècle a engendré des biais spécifiques, notamment en ce qui concerne les effectifs des naissances correspondant aux années de recensement (moyenne triennale). En effet, entre 1817 et 1901, les naissances de Paris sont fournies dans trois séries de publications : les Recherches Statistiques sur la ville de Paris jusqu’en 1860, les Bulletins de statistique municipale [1865-1879], puis les Annuaires statistiques de la ville de Paris à partir de 18806. Malheureusement, dans ces publications, les données ne sont pas toujours comptabilisées de la même façon, ce qui engendre une difficulté qui réside dans la prise en compte ou non, parmi les naissances de Paris, des naissances des femmes ne résidant pas à Paris [Brée, 2013a]. De 1817 à 1880, les naissances de mères non parisiennes sont comprises dans l’ensemble des naissances, alors qu’à partir de 1880, les naissances des mères domiciliées hors de Paris sont distinguées des autres et ne sont donc plus comptabilisées dans l’effectif total des naissances parisiennes. Afin de travailler sur des données homogènes pour tout le siècle, et pour ne tenir compte que des naissances à Paris des Parisiennes, les naissances des femmes non Parisiennes accouchant à Paris ont été estimées et retranchées de l’ensemble des naissances ayant eu lieu à Paris7 [Brée, 2013a]. Les indices de fécondité qui suivent sont donc des indices ne concernant que les femmes résidant et ayant accouché à Paris8.

Intensification de la limitation des naissances

  • 9 Sardon [1995, 172-173] propose une méthode pour convertir l’indice If de fécondité générale en nomb (...)

9Le déclin de la fécondité, entamé à Paris dès le XVIIIème siècle [Bardet, 1993, 78], se poursuit au XIXème pour n’atteindre qu’un nombre moyen d’enfants par femme de 3,45 en 1817 et de 2,06 en 19019 (figure 1). La capitale du pays précurseur de la limitation des naissances [Chesnais, 1986] a des niveaux de contraception bien plus élevés que la moyenne nationale et que les autres capitales européennes (Genève exceptée) dès le milieu du siècle et le déclin de sa fécondité est bien plus prononcé.

Figure 1. Évolution de l’indice de fécondité générale If à Paris, en France et dans quelques capitales européennes (1817-1901)

Figure 1. Évolution de l’indice de fécondité générale If à Paris, en France et dans quelques capitales européennes (1817-1901)
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10La fécondité parisienne chute très fortement au cours du XIXème siècle et diminue de moitié en 85 ans. Les Parisiennes n’ont déjà, au début du siècle, qu’un peu plus d’un quart des enfants qu’elles auraient pu avoir en l’absence de contraception et seulement un sixième en 1901. Entre 1817 et 1901, le nombre d’enfants par femme passe ainsi de 3,5 à 2,1 et le nombre de filles par femme de 1,7 à 1,0. A la fin du XIXe siècle, même en l’absence de mortalité, le remplacement d’une mère par une fille est à peine assuré à Paris. Or, même si les mesures de la mortalité infantile à Paris sont faussées, notamment en raison d’un sous-enregistrement des décès des petits Parisiens qui meurent chez leur nourrice en dehors de Paris, on sait que, selon les périodes, un enfant sur cinq ou six décède avant l’âge d’un an [Van de Walle et Preston, 1974, 100]. En utilisant les taux de mortalité infantile féminins calculés par Van de Walle et Preston [1974, 100], il apparaît que les filles ne remplacent plus leurs mères à partir de 1891.

Baisse de l’illégitimité et de la fécondité hors mariage

  • 10 En 1891, par exemple, la mortalité infantile s’élève à 132,4 ‰ pour les enfants légitimes et à 156, (...)

11Le nombre d’enfants nés hors mariage est très important à Paris, puisqu’ils représentent entre un quart à plus d’un tiers de l’ensemble des naissances au cours du XIXème siècle (figure 2). Il est donc indispensable, et ce plus que partout ailleurs, de tenir compte de la fécondité hors mariage. En effet, malgré la mortalité infantile qui touche davantage les enfants illégitimes10, ils contribuent tout de même fortement au renouvellement de la population parisienne. Cependant, alors qu’en France la proportion de naissances illégitimes évolue à la hausse, entre 4 et 9 % du début à la fin du XIXème siècle [Fine, 1988, 437], elle baisse fortement à Paris même si elle est toujours largement supérieure à la moyenne nationale (figure 2).

Figure 2. Évolution de la proportion des naissances illégitimes dans le total des naissances à Paris (%)

Figure 2. Évolution de la proportion des naissances illégitimes dans le total des naissances à Paris (%)
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12La part des naissances illégitimes baisse de près de 12 points en moins d’un siècle, passant de plus d’un tiers des naissances en 1817 à un quart en 1901, avec une chute intense en 1860 (date de l’annexion d’une partie de la banlieue à Paris), suivie d’une baisse moins forte puis d’une période de stagnation à partir des années 1875. La forte illégitimité parisienne n’est pas une exception en France : les grandes villes ont souvent une proportion de naissances illégitimes supérieure à 20 % [Brée, 2011, 164].

13La proportion de naissances illégitimes est un indicateur intéressant, notamment parce que les données nécessaires à son calcul sont souvent plus facilement accessibles. Cependant, cette mesure de l’illégitimité est très dépendante du comportement des couples mariés, contrairement aux indices de fécondité illégitime, comme l’indice Ih.

  • 11 En Europe de l’est, les rapports sexuels étaient acceptés comme faisant partie de la période de séd (...)

14Le niveau de fécondité illégitime parisien est particulièrement élevé et, alors que l’indice Ih de la France reste stable durant tout le siècle [indice situé entre 0,041 et 0,046, Van de Walle, 1974, 127], la fécondité illégitime des Parisiennes est plus que divisée par deux. Elle se caractérise par une forte baisse quasi continue (de 0,103 points entre 1817 et 1901, et même de 0,113 points entre 1836 et 1901), presque sans palier (période 1856-66 exceptée), pour n’atteindre plus que 0,086 en 1901. Contrairement à la France dont le niveau d’illégitimité est dans la moyenne européenne [Coale, Watkins, 1986], Paris a un des niveaux de fécondité illégitime les plus élevés parmi les capitales européennes (figure 3). Lisbonne, Moscou et Budapest ont des niveaux de fécondité illégitime plus élevés11 mais leurs niveaux de restriction générale des naissances est bien plus faible qu’à Paris : il est donc intéressant de connaître le poids de la fécondité illégitime dans la fécondité générale, et son incidence sur le mouvement de la fécondité générale.

Figure 3. Évolution de la fécondité illégitime (indice Ih) à Paris, en France et dans quelques capitales européennes (1817-1901)

Figure 3. Évolution de la fécondité illégitime (indice Ih) à Paris, en France et dans quelques capitales européennes (1817-1901)
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Poids de la fécondité illégitime dans la fécondité générale

  • 12 Alors qu’en France, la baisse est parallèle [Festy, 1979, 67 ; Van de Walle, 1974].

15La fécondité générale baisse donc à Paris au cours du XIXème siècle mais, alors que, dans l’ensemble de la France « (…) deux faits majeurs caractérisent les comportements sociaux (…), la baisse de la fécondité au sein des familles légitimes (et) l’augmentation continue de la proportion des naissances illégitimes jusqu’en 1900 » [Fine, 1988, 436] ; il n’en est pas de même dans la capitale (figure 4). En effet, à Paris, il existe une concomitance de la baisse de la fécondité légitime et de la fécondité illégitime comme dans la plupart des pays européens [Shorter, Knodel et Van de Walle, 1971]. La baisse de la proportion des naissances hors mariage s’explique ainsi par une baisse plus forte de la fécondité illégitime (-50 % entre 1817 et 1901) que de la fécondité légitime (-35 % pour la même période)12.

Figure 4. Évolution de la fécondité générale, légitime et illégitime à Paris (1817-1901).

Figure 4. Évolution de la fécondité générale, légitime et illégitime à Paris (1817-1901).
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  • 13 Ainsi, en 1860-61, l’indice de fécondité légitime s’élève à 0,490 à Genève et à 0,340 à Paris et le (...)

16Le nombre élevé de naissances illégitimes leur donne un poids très fort dans la reproduction naturelle de la population parisienne même si ce poids est plus important à la naissance qu’ultérieurement (conditions d’existence moins favorables que celles des enfants légitimes, mortalité plus élevée). Cette forte fécondité illégitime permet même à Paris d’avoir une meilleure reproduction de sa population à la naissance que Genève [Schumacher, 2010, 211] malgré une nuptialité plus élevée à Genève et alors que son indice de fécondité légitime lui est inférieur13.

17Afin d’être plus précis, il est possible d’évaluer à quel point la fécondité illégitime « comble » le déficit en naissances légitimes (figure 5). Il faut, pour cela, évaluer le nombre de naissances légitimes « manquantes » pour obtenir un indice Ig égal à 1 (fécondité « naturelle » des Huttérites) et calculer la part de ce manque que permettent de combler les naissances illégitimes. Ainsi, en 1861 par exemple, il manquait 73 282 naissances légitimes à Paris pour atteindre la fécondité des Huttérites. Or, les Parisiennes non mariées ont eu 14 086 naissances soit 19,2 % des naissances manquantes.

Figure 5. Part (%) des naissances légitimes manquantes comblée par les naissances illégitimes

Figure 5. Part (%) des naissances légitimes manquantes comblée par les naissances illégitimes
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18En 1817, le déficit de naissances légitimes est comblé de plus d’un tiers par les naissances hors mariage. Les femmes non mariées contribuent alors fortement à la fécondité parisienne. Puis, au cours du siècle, le nombre de naissances illégitimes diminue (et même plus rapidement que les naissances légitimes) et compense de moins en moins le manque d’enfants. Ainsi, dès 1836, la part comblée est déjà inférieure à un tiers et, en 1851, à un quart ; elle baisse ensuite continuellement pour n’atteindre plus que 12 % en 1901. En comparaison, les naissances illégitimes comblent de 7 à 8 % le déficit de fécondité des Français. En extrapolant, sans l’apport des naissances hors mariage, la fécondité générale parisienne aurait été bien plus réduite encore (Tableau 1). Au début du siècle, la fécondité illégitime apporte plus d’un enfant supplémentaire à l’indice de fécondité ; cet apport s’amoindrit linéairement au cours du siècle et n’est plus que de 0,5 enfant en 1901.

  • 14 If estimé en remplaçant l’indice de fécondité illégitime (Ih) parisien par l’indice français dans l (...)

Tableau 1. Indice conjoncturel de fécondité observé à Paris et estimé avec une fécondité illégitime nulle (1817-1901)14

Années

ICF estimé

ICF observé

Différence

1817

3,45

2,22

1,24

1836

3,61

2,46

1,15

1851

3,12

2,15

0,97

1856

3,02

2,12

0,90

1861

3,15

2,29

0,86

1866

3,08

2,23

0,86

1872

2,80

2,07

0,73

1876

2,83

2,11

0,72

1881

2,73

2,03

0,70

1886

2,69

1,97

0,73

1891

2,39

1,76

0,63

1896

2,19

1,59

0,60

1901

2,06

1,52

0,54

19Dans les autres capitales européennes, les naissances illégitimes apportent bien moins d’enfants supplémentaires (annexe 2), excepté à Budapest et Lisbonne à la fin du siècle, et dans la région de Rome (Lazio) et à Madrid en 1901 (Moscou ayant quasiment les mêmes niveaux que Paris alors même que sa fécondité illégitime est bien plus élevée ; ce qui s’explique par une fécondité légitime bien plus forte qu’à Paris). L’analyse est un peu différente lorsqu’on estime le nombre d’enfants apportés par les naissances illégitimes car cet indicateur dépend de la fécondité légitime. Ainsi, la part des naissances manquantes comblée par les naissances illégitimes est quasiment toujours plus forte à Paris qu’ailleurs, seule Budapest a des niveaux supérieurs en raison de ses niveaux de fécondité légitime et illégitime supérieurs à Paris, combinés à des indices Im plus faibles.

20Paris fait donc partie des capitales européennes ayant les niveaux de fécondité illégitime les plus forts, mais surtout l’incidence de cette fécondité illégitime est particulièrement forte en raison de la faiblesse de la fécondité légitime.

21La contribution indispensable des femmes non mariées à la fécondité générale diminue donc fortement au cours du siècle car il semble bien qu’à Paris la diffusion des « funestes secrets » n’ait pas été réduite aux ménages légitimes. Afin de comprendre si la baisse de la fécondité illégitime est imputable à une hausse des comportements restrictifs chez les couples concubins et/ou à un nombre plus ou moins important de mères célibataires, il faut essayer de différencier ces deux types de naissances illégitimes.

Deux types de naissances illégitimes

  • 15 En l’absence d’informations plus précises pour la période 1880-1891, nous utiliserons la proportion (...)
  • 16 Les données concernant la période 1856-1865 n’existent dans les publications du début du siècle [Re (...)
  • 17 Ces enfants reconnus après la naissance représentent 10 à 15 % des naissances considérées comme iss (...)

22Comme les auteurs ayant déjà travaillé sur le concubinage parisien [Chevalier, 1958, 381-382 ; Frey, 1978, 806, 822-823 ; Bertillon, 1880], nous estimons que la méthode la plus adéquate pour évaluer la proportion de naissances des couples concubins est de considérer l’ensemble des enfants reconnus à la naissance, les enfants reconnus ultérieurement par leur père ou leurs deux parents ainsi que les enfants légitimés qui n’ont pas été auparavant reconnus15 (afin de ne pas les compter deux fois). Il s’agit donc en réalité de mesurer la présence des pères qui différenciera, trop artificiellement sans doute, les naissances des couples concubins de celles des mères célibataires. Les sources parisiennes de la fin du siècle [Annuaires statistiques de la ville de Paris à partir de 1880] étant très complètes, il est possible d’utiliser cette méthode pour la période 1880-1901. La pauvreté des publications statistiques entre 1860 et 1880 empêche, en revanche, toute estimation pour cette période. Quant au début du siècle (1817-186516), si les publications sont plus riches que pour la période ultérieure, toutes les informations ne sont pas réunies pour utiliser la méthode voulue (annexes 4 et 5). Les indices de cette période sont estimés en ne tenant compte que des enfants reconnus à la naissance par leur père et de la moitié des légitimations (en considérant que, comme à la fin du siècle, la moitié des enfants légitimés avaient déjà été reconnus [Brée, 2011, 180]). Cette méthode est donc très proche de celle utilisée pour la période 1880-1901 mais elle sous-estime17 les naissances des couples concubins puisqu’elle ne permet pas de tenir compte des enfants reconnus après la naissance par leurs pères ou leurs deux parents.

  • 18 250 en 1836, 561 en 1846 et 905 en 1856.

23Les naissances des couples concubins représentent au moins (en raison de la sous-estimation de l’indicateur) un quart des naissances illégitimes en moyenne au début du XIXème siècle, avec une augmentation pendant la Monarchie de Juillet suivie d’une baisse qui peut sans doute en partie s’expliquer par la forte hausse des reconnaissances ultérieures à la naissance18 qui ne sont pas prises en compte dans cet indicateur. L’annexion des communes suburbaines en 1860 fait ensuite augmenter la proportion des naissances des couples concubins qui représentent alors un tiers des naissances illégitimes. Puis, à partir des années 1880, la proportion de naissances attribuables aux couples concubins augmente fortement pour atteindre 45 % des naissances en 1901.

  • 19 9,2 ‰ en 1836, 9,5 ‰ en 1846 et 10,6 ‰ en 1856 [sources : Recherches statistiques sur la ville de P (...)

24Il faut distinguer deux périodes : avant 1860 et après 1880 (figure 6). Pour la première période, on peut considérer que la fécondité illégitime baisse globalement même si elle connaît une augmentation au milieu des années 1830. Cependant, les intervalles intercensitaires (19 ans entre 1817 et 1836 et 15 ans entre 1836 et 1851) sont très importants et notre connaissance du mouvement de la fécondité illégitime est donc peu précise. Il apparaît néanmoins qu’en moyenne trois quarts des naissances illégitimes semblent être le fait de mères célibataires. Dans le même temps, l’illégitimité (figure 1) ainsi que la fécondité illégitime, mais de manière moins franche (figure 3), sont plutôt à la baisse. Globalement, les proportions restent les mêmes ce qui indiquerait que les naissances se réduisent autant pour les deux groupes (mères célibataires et couples concubins). Cette forte proportion d’enfants illégitimes sans présence masculine va dans le sens de Tilly, Scott et Cohen [1976] indiquant une grande vulnérabilité et une grande solitude des femmes ; en particulier entre 1836 et 1856, période pendant laquelle les naissances chez les femmes seules augmentent. En effet, malgré une certaine stagnation des proportions dans la première partie du siècle, on observe tout de même une hausse des naissances chez les mères célibataires qui correspond également à une hausse de la fécondité illégitime (figure 3) mais pas du taux d’illégitimité. On observe également une hausse du taux brut de nuptialité19 qui, couplé à des migrations souvent masculines et temporaires [Châtelain, 1967, 13-15 ; Kesztenbaum, 2006, 212] semble aller dans le sens du courtship model de Laslett qui pourrait expliquer une hausse des naissances des femmes célibataires et une baisse de l’illégitimité. La théorie de Shorter n’est cependant pas exclue puisqu’il est également possible que la diffusion des pratiques contraceptives chez les couples concubins ait contribué à faire baisser la fécondité de ce groupe.

  • 20 Ces données concernent l’ensemble des naissances illégitimes de Paris ; qu’elles soient issues de f (...)

Figure 6. Évolution de la proportion (%) des naissances des couples concubins parmi les naissances illégitimes (1817-1856 ; 1881-1901)20.

Figure 6. Évolution de la proportion (%) des naissances des couples concubins parmi les naissances illégitimes (1817-1856 ; 1881-1901)20.
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  • 21 Bertillon (fils), s’appuyant sur les statistiques de Mme La Chapelle (sage-femme en chef de la Mais (...)

25Les indicateurs de la fin du siècle (après 1880) sont meilleurs et moins espacés dans le temps (intervalles intercensitaires de 5 ans) et montrent une baisse de la fécondité illégitime associée à une hausse des naissances des couples concubins. Cette baisse du nombre d’enfants de femmes seules peut être due soit à la hausse du nombre d’avortements [Shorter, Knodel, Van de Walle, 1971], soit à la baisse du nombre de mères célibataires. La hausse du nombre d’avortements [Le Naour, Valenti, 2003 ; Dupâquier, 1986,]21 peut effectivement contribuer à la baisse de la fécondité illégitime (si une partie des enfants illégitimes ne « naît pas » alors la fécondité baisse) et notamment des naissances chez les femmes seules qui semblent les plus touchées par ces comportements [Le Naour et Valenti, 2003]. Il faudrait connaître l’évolution exacte du taux d’avortement au cours du siècle pour mesurer cet impact et pouvoir différencier les avortements des femmes seules des autres puisqu’un certain nombre de femmes mariées ou concubines y avaient également recours.

26Le basculement vers la catégorie « naissances de couples concubins » qui advient dès lors que la présence du père est avérée (reconnaissance paternelle ou légitimation) explique également une grande partie de la baisse du nombre de naissances attribuées aux mères célibataires. La baisse de l’illégitimité à Paris à la fin du XIXe siècle serait alors en partie une baisse du nombre d’enfants sans père.

27Mais la frontière entre « filles mères » et concubines est mince. En effet, si certaines femmes ont des relations épisodiques ou d’autres avaient recours à la prostitution plus ou moins passagère [on sait que la vie des femmes seules était particulièrement difficile à Paris, Fauve-Chamoux, 1981], un grand nombre vit dans une situation de concubinage qui peut se terminer : soit par un mariage précédent la grossesse (enfant légitime), soit par un mariage suivant la naissance (enfant légitimé), soit par la reconnaissance plus ou moins tardive par le père (enfant illégitime reconnu), soit par l’abandon de la mère qui n’a pas la possibilité de poursuivre le père de l’enfant selon l’article 340 du code civil (enfant illégitime qui peut éventuellement être reconnu ou légitimé plus tard).

  • 22 Un essai pour construire des indicateurs de fécondité pour les couples concubins et les femmes seul (...)

28S’il existe bien une hausse du nombre d’enfants de couples concubins, que montre-t-elle ? En l’absence d’indicateurs de fécondité22, la hausse proportionnelle du nombre d’enfants illégitimes « avec père » ne permet pas de dire si les couples concubins ont davantage d’enfants (ce qui impliquerait une augmentation de leur fécondité) ou s’il existe une augmentation réelle du nombre de couples concubins ou, du moins, considérés comme tels dans notre indicateur. Le mouvement à la baisse de la fécondité et l’augmentation de la présence des pères dans les reconnaissances et les légitimations conduisent tout de même à privilégier l’hypothèse d’une hausse du nombre d’unions concubines stables [Battagliola, 1995]. Cet accroissement des reconnaissances paternelles et des légitimations va dans le sens d’une transformation de l’attitude des pères, dont l’autorité et la place puissante dans la famille décline au cours du siècle alors qu’« apparaît » l’amour paternel [Delumeau, Roche, 2000].

29Cette hausse pourrait s’expliquer par une plus grande stabilité des individus. Les migrations de la fin du siècle sont, en effet, bien plus souvent définitives qu’au début du siècle [Châtelain, 1967 ; Kesztenbaum, 2006]. On peut penser que les hommes cherchent davantage une relation longue, ou du moins sont plus enclins à reconnaître voire légitimer des enfants, que lorsqu’ils se savaient devoir rentrer prochainement dans leurs régions d’origine. Le déracinement et l’éloignement des normes communautaires et familiales ainsi que l’acceptation du concubinage au moins dans les milieux les plus pauvres notamment en raison du coût élevé du mariage [Battagliola, 1995 ; Laslett, 1980b] pourraient alors, non plus faire augmenter globalement l’illégitimité mais le nombre d’enfants nés dans des couples concubins.

  • 23 Taux bruts de nuptialité : 1880 : 8,9 ‰ ; 1885 : 9,0 ‰, 1890 : 9,3 ‰, 1895 : 9,2 ‰ et 1900 : 9,9 ‰ (...)

30La baisse de la fécondité illégitime, associée à la hausse des naissances des couples concubins, semble indiquer une baisse du nombre de mères célibataires probablement parce qu’elles ne deviennent pas mères en ayant recours à l’avortement mais aussi, et peut-être surtout, parce que les pères semblent plus présents (hausse des reconnaissances paternelles, hausse des légitimations). Mais le basculement des naissances des mères célibataires vers la catégorie des naissances de couples concubins ne peut expliquer la baisse de la fécondité illégitime. Celle-ci ne peut être le résultat que d’une hausse des avortements [Shorter, Knodel et Van de Walle, 1971 ; Knodel et Van de Walle, 1979] et d’une restriction des naissances chez les couples concubins [Shorter, 1971]. La fécondité illégitime est beaucoup plus impactée par les comportements des couples concubins que pendant les périodes précédentes, ce qui laisse penser, en combinant cela à la baisse de la fécondité illégitime, qu’il y a bien une restriction des naissances chez les couples non mariés [Shorter, Knodel et Van de Walle, 1971 ; Knodel et Van de Walle, 1979]. Cela n’exclue cependant pas le courtship model, d’autant que la nuptialité a tendance à augmenter à la fin du siècle23. La baisse de la fécondité illégitime peut donc être une combinaison d’une diffusion des pratiques contraceptives chez les couples concubins, d’une plus forte nuptialité de ces derniers et d’une augmentation des avortements.

Conclusion

31La fécondité, déjà faible en 1817, décline à Paris au cours du XIXe siècle. Les couples mariés parisiens sont les leaders du contrôle des naissances en Europe et le niveau de fécondité générale aurait été bien plus faible encore sans la contribution des naissances illégitimes. La fécondité illégitime participe en effet fortement à la reproduction naturelle de la population parisienne même si son poids diminue beaucoup au cours du siècle et qu’il est diminué par la forte mortalité infantile des enfants nés hors mariage. Ce déclin de la fécondité illégitime paraît pour beaucoup imputable à la baisse de la part du nombre de naissances des mères célibataires qui semble lui-même lié à la plus grande présence des pères qui « transforment » les filles-mères en concubines. Mais ce basculement ne peut justifier la baisse de la fécondité illégitime observée qui peut, en revanche, s’expliquer par la hausse des avortements, par une restriction des naissances accrue au sein des couples concubins et peut-être également par la hausse du nombre de grossesses illégitimes suivies d’un mariage précédant la naissance. Le déclin de la fécondité parisienne n’est donc pas uniquement imputable à la restriction des naissances chez les couples mariés mais également au déclin parallèle – et même plus accentué – de la fécondité illégitime, et en particulier à la baisse des naissances des mères célibataires. La restriction des naissances parisiennes est due à trois types de populations (couples mariés, couples non mariés, mères célibataires). Ces groupes ont des moyens et des motivations bien différents qu’il importe de prendre en compte et de différencier afin de donner de nouvelles pistes à la compréhension du déclin de la fécondité pendant la transition démographique notamment dans les zones où l’illégitimité est forte, et particulièrement dans les milieux urbains.

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Annexe

Annexe 1. Sources

Année

Structure de la population

Période

Naissances

1817

Recherches statistiques sur la ville de Paris, 1821

1817-1856

Recherches statistiques sur la ville de Paris24

1836

Recherches statistiques sur la ville de Paris, 1860

1851

Recherches statistiques sur la ville de Paris, 1860

1856

Annuaire statistique de la ville de Paris, 188025

1861

« Documents rétrospectifs » in Dénombrements de Paris26

1857-1864

Annuaire statistique de la ville de Paris, 1932-193427

1866

« Documents rétrospectifs » in Dénombrements de Paris28

1865-1879

Bulletin de statistique municipale291865-1879

1872

Résultats du dénombrement de la France, 1872

1876

Annuaire statistique de la ville de Paris, 1881

1881

Résultats statistiques du dénombrement de Paris, 1881

1880-1901

Annuaire statistique de la ville de Paris 1880-1901

1886

Résultats statistiques du dénombrement de Paris, 1886

1891

Résultats statistiques du dénombrement de Paris, 1891

1896

Résultats statistiques du dénombrement de Paris, 1896

1901

Résultats du dénombrement, 190130

Annexe 2. Nombres théoriques d’enfants supplémentaires apportés à la fécondité générale par les naissances illégitimes.

Années 

Paris

Genève

Bruxelles

Londres

Madrid

Berlin

Lazio (Rome)

Budapest

Lisbonne

Moscou

1817

1,24

0,28

1836

1,15

1843

0,17

1851

0,97

0,14

1856

0,90

1860-1

0,86

0,25

0,16

1865-7

0,86

0,58

1870-2

0,73

0,37

0,16

0,52

0,54

1875-6

0,72

0,57

1880-1

0,70

0,21

0,64

0,15

0,53

0,54

1,26

1,96

1885-6

0,73

0,68

0,47

1890-1

0,63

0,15

0,55

0,13

0,41

0,54

1,05

1,87

0,77

1895-7

0,60

0,42

1900-1

0,54

0,22

0,40

0,10

0,60

0,41

0,76

0,86

1,80

0,96

Source données brutes : Coale [1986], sauf pour Genève : Schumacher, [2010] et Paris : Brée [2011]

Annexe 3. Part ( %) des naissances légitimes manquantes comblée par les naissances illégitimes.

Années 

Paris

Genève

Bruxelles

Londres

Madrid

Berlin

Lazio (Rome)

Budapest

Lisbonne

Moscou

1817

35,8

12,9

 

 

 

 

 

 

 

 

1836

31,8

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1843

 

8,1

 

 

 

 

 

 

 

 

1851

31,1

 

 

3,9

 

 

 

 

 

 

1856

29,8

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1860-1

27,2

9,6

 

4,2

 

 

 

 

 

 

1865-7

27,8

 

 

 

 

14,3

 

 

 

 

1870-2

26,1

16,3

 

4,2

 

13,3

11,3

 

 

11,2

1875-6

25,6

 

 

 

 

12,9

 

 

 

 

1880-1

25,7

9,2

14,8

4,0

 

13,3

12,5

32,7

 

 

1885-6

26,9

 

 

 

16,6

13,2

 

 

 

 

1890-1

26,3

8,3

15,3

3,9

 

12,7

12,7

28,3

19,3

 

1895-7

27,2

 

 

 

 

14,4

 

 

 

11,3

1900-1

26,4

11,9

12,9

3,6

16,5

15,2

18,4

27,2

22,8

 

Source données brutes : Coale [1986], sauf pour Genève : Schumacher, [2010] et Paris : Brée [2011]

Annexe 4. Naissances des couples concubins parmi les naissances illégitimes (1817-1856).

A

B

C

D

E

F

Années

Reconnus à la naissance

Légitimés

A + ½ B

Naissances illégitimes

% de naissances des couples concubins parmi les illégitimes

1817

2 110

261

2240,5

8 568

26,15

1821

2 113

655

2440,5

9 266

26,34

1826

2 418

762

2799

10 311

27,15

1831

2 205

954

2682

9 874

27,16

1836

2 667

1 087

3210,5

9 723

33,02

1841

2 189

1 209

2793,5

9 922

28,15

1846

2 074

1 372

2760

10 717

25,75

1851

2 054

1 333

2720,5

10 581

25,71

1856

1 665

1 617

2473,5

11 494

21,52

Les données comprennent les naissances, reconnaissances et légitimations des enfants de mères non parisiennes.

Annexe 5. Naissances des couples concubins parmi les naissances illégitimes (1881-1901).

A

B

C

D

E

F

G

H

Années

Reconnus à la naissance

Reconnus ultérieurement

Enfants légitimés

 % de non reconnus parmi les légitimés

Nés de couples concubins = B + C + D + E*(F/100)

 % de naissances des couples concubins parmi les illégitimes

Par le père

Par les deux parents

1881

3 250

497

299

2 876

45,8

5 363

34,4

1886

3 311

307

273

3 277

45,8

5 392

33,4

1891

2 714

566

457

3 475

45,8

5 328

35,3

1896

2 660

890

697

3 715

46,2

5 963

39,5

1901

2 317

1 207

907

4 185

49,9

6 519

44,0
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Notes

1 Les données concernant les naissances et les structures de la population parisiennes ne sont disponibles qu’à partir de 1817 (Brée, 2013a).

2 Leur niveau de fécondité, considéré comme un maximum social de fécondité, sert de référence.

3 Une moyenne triennale (année de recensement + deux années encadrantes) est utilisée pour les naissances.

4 Tous les cinq ans, années finissant en « 1 » ou en « 6 » ; sauf en 1871, le recensement ayant été reporté à l’année suivante en raison du siège de la guerre contre le Prusse (1870), suivie du siège de la capitale (1870) et de la Commune insurrectionnelle (mai 1871).

5 Annexe 1. Sources

6 Le détail des années couvertes par ces différentes séries de publication est précisé dans les sources.

7 Grâce à une recherche dans les registres hospitaliers, il a été possible d’estimer le nombre de femmes venant à Paris pour accoucher sans pour autant y résider, afin de ne pas tenir compte de leurs naissances dans l’analyse de la fécondité parisienne. Les différences sont finalement assez faibles : de 0,004 à 0,015.

8 Un biais subsiste donc puisqu’on ne sait pas combien de Parisiennes accouchaient en dehors de Paris. Il semble cependant que cela ne concernait que les plus aisées, notamment pour les premières naissances dans la bourgeoisie [Gourdon, 2001, 184-185]. Un autre biais « inversé » existe puisque certaines femmes accouchant à Paris et considérées comme Parisiennes (car ayant une adresse à Paris) alors qu’elles n’y résident que depuis très peu de temps, ne se sont probablement rendues dans la capitale que pour y accoucher [Brée, 2013b].

9 Sardon [1995, 172-173] propose une méthode pour convertir l’indice If de fécondité générale en nombre d’enfants par femme en multipliant les indices par 12,44, c’est à dire par le nombre moyen d’enfants des Huttérites.

10 En 1891, par exemple, la mortalité infantile s’élève à 132,4 ‰ pour les enfants légitimes et à 156,7 ‰ pour les enfants illégitimes [source : Annuaire statistique de la ville de Paris, 1891].Ces écarts peuvent paraître faibles mais, comme l’ont souligné Van de Walle et Preston [1974] ainsi que Rollet [1982], de nombreux enfants meurent en nourrice en dehors de Paris et ne sont pas comptabilisés parmi les décès parisiens, or un grand nombre de ces enfants est né hors mariage.

11 En Europe de l’est, les rapports sexuels étaient acceptés comme faisant partie de la période de séduction (courtship) et pouvaient donc mener à des conceptions prénuptiales et à des naissances illégitimes [Schumacher, Ryczkowska et Perroux, 2007, 190].

12 Alors qu’en France, la baisse est parallèle [Festy, 1979, 67 ; Van de Walle, 1974].

13 Ainsi, en 1860-61, l’indice de fécondité légitime s’élève à 0,490 à Genève et à 0,340 à Paris et les indices de fécondité générale à, respectivement, 0,206 et 0,253. La reproduction à la naissance est meilleure à Paris grâce à un indice de fécondité illégitime (0,151) bien plus élevé que celui de Genève (0,032). En raison de la baisse de la fécondité illégitime à Paris, ces écarts sont moins élevés à la fin du siècle : Ig = 0,322 à Genève et 0,249 à Paris, If = 0,151 et 0,166, Ih = 0,032 et 0,086.

14 If estimé en remplaçant l’indice de fécondité illégitime (Ih) parisien par l’indice français dans l’équation If = (Ig*Im) + (1-Im)*Ih,

15 En l’absence d’informations plus précises pour la période 1880-1891, nous utiliserons la proportion d’enfants illégitime déjà reconnus de 1892. Il faut également garder à l’esprit que seuls 15 % des enfants légitimés le sont pendant leur première année de vie. On doit donc, pour appliquer cette méthode, considérer que la répartition par âge des enfants légitimés reste constante durant toute la période.

16 Les données concernant la période 1856-1865 n’existent dans les publications du début du siècle [Recherches statistiques de la ville de Paris], mais sont fournies dans le 1er tome des Annuaires statistiques de la ville de Paris [1880] grâce à des données compilées à l’époque pour servir au 7e tome des Recherches statistiques de la ville de Paris qui n’a jamais vu le jour.

17 Ces enfants reconnus après la naissance représentent 10 à 15 % des naissances considérées comme issues d’un couple concubin en 1881 et 1886.

18 250 en 1836, 561 en 1846 et 905 en 1856.

19 9,2 ‰ en 1836, 9,5 ‰ en 1846 et 10,6 ‰ en 1856 [sources : Recherches statistiques sur la ville de Paris, 1860].

20 Ces données concernent l’ensemble des naissances illégitimes de Paris ; qu’elles soient issues de femmes parisiennes ou non ; ce choix méthodologique vise à garder la même définition des femmes pour toute la période, ce qui n’est possible qu’en considérant l’ensemble des naissances de Paris. (Brée, 2013a).

21 Bertillon (fils), s’appuyant sur les statistiques de Mme La Chapelle (sage-femme en chef de la Maison d’accouchement) estime que les avortements criminels sont passés, à la Maternité de Port-Royal, de 1 pour 189 accouchements au début du XIXe siècle, à 1 sur 4 au début du XXe siècle (Le Naour, Valenti, 2003, 118). En extrapolant ces chiffres à l’ensemble des naissances illégitimes hors domicile, les avortements volontaires auraient représenté 0,28 % des naissances illégitimes en 1817 et 18,98 % en 1901.

22 Un essai pour construire des indicateurs de fécondité pour les couples concubins et les femmes seules a été mené mais ils sont trop biaisés pour être utilisés, notamment parce que l’ensemble des femmes non mariées était utilisé comme dénominateur pour les deux indices.

23 Taux bruts de nuptialité : 1880 : 8,9 ‰ ; 1885 : 9,0 ‰, 1890 : 9,3 ‰, 1895 : 9,2 ‰ et 1900 : 9,9 ‰ [Source : Annuaires statistiques de la ville de Paris, 1880-1900].

24 Six volumes : En 1821, recense les naissances de 1817 et 1818 ; en 1823, celles de 1819 à 1821 ; en 1826, celles de 1822 et 1823 ; en 1829, celles de 1824 à 1826 ; en 1844, celles de 1827 à 1836 ; en 1860, celles de 1837 à 1856.

25 Des données sur la structure de la population existent par arrondissement mais elles ne sont pas détaillées par état matrimonial.

26 « Documents rétrospectifs » in Résultats statistiques du dénombrement de (année) pour la ville de Paris et le département de la Seine, et renseignements relatifs aux dénombrements antérieurs. Cette partie rétrospective existe dans les recensements de Paris de 1881 à 1896.

27 Il existe, dans cet annuaire, un récapitulatif des naissances parisiennes depuis le début du XIXe siècle.

28 Idem.

29 Bulletins mensuels avec un récapitulatif annuel à partir de 1872.

30 Les résultats de ce dénombrement se trouvent dans Annuaire statistique de la ville de Paris de 1901.

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Table des illustrations

Titre Encadré 1. Calcul des indices de fécondité générale If, légitime Ig et illégitime Ih et de l’indice de nuptialité Im.
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 28k
Titre Figure 1. Évolution de l’indice de fécondité générale If à Paris, en France et dans quelques capitales européennes (1817-1901)
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 124k
Titre Figure 2. Évolution de la proportion des naissances illégitimes dans le total des naissances à Paris (%)
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 120k
Titre Figure 3. Évolution de la fécondité illégitime (indice Ih) à Paris, en France et dans quelques capitales européennes (1817-1901)
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-4.jpg
Fichier image/jpeg, 136k
Titre Figure 4. Évolution de la fécondité générale, légitime et illégitime à Paris (1817-1901).
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-5.jpg
Fichier image/jpeg, 116k
Titre Figure 5. Part (%) des naissances légitimes manquantes comblée par les naissances illégitimes
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-6.jpg
Fichier image/jpeg, 100k
Titre Figure 6. Évolution de la proportion (%) des naissances des couples concubins parmi les naissances illégitimes (1817-1856 ; 1881-1901)20.
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/5648/img-7.jpg
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Pour citer cet article

Référence électronique

Sandra Brée, « Incidence de la fécondité illégitime sur la fécondité générale à Paris au XIXème siècle », Espace populations sociétés [En ligne], 2014/1 | 2014, mis en ligne le 31 mai 2014, consulté le 04 décembre 2024. URL : http://journals.openedition.org/eps/5648 ; DOI : https://doi.org/10.4000/eps.5648

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Auteur

Sandra Brée

Centre de Recherche en Démographie et Sociétés
Université catholique de Louvain
1, place Montesquieu, bte 4
B. 1358 Louvain-la-Neuve
Belgique
sandra.bree@uclouvain.be

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Droits d’auteur

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