title: None
text: Ziehier de samenvatting van deze vermeldingen 91 :
  I
  1666-75
  1676-85
  1686-95
  1696-05
  170 6-15
  1716 -25
  1726
  1736-45
  1746-55
  1756-65
  1766-75
  1776-85
  1786-95
  
  II
  
  III
  
  IV
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  10 1
  
  25,0
  3 1,0
  23,0
  24,0
  28,5
  23,0
  16,0
  16,0
  20,0
  18,0
  19,0
  19,0
  12,0
  
  66
  92
  50
  49
  46
  21
  46
  66
  59
  
  15,0
  22,0
  15,0
  15,0
  14,0
  7,0
  17,0
  
  33
  34
  19
  14
  16
  
  7,5
  8,0
  5,0
  
  226
  221
  12 2
  
  5,0
  5,0
  1,0
  4,5
  6,0
  4,5
  
  114
  129
  74
  110
  140
  109
  
  5 1,0
  53,0
  36,0
  36,0
  39,0
  26,0
  40,5
  46,5
  36,0
  
  14 3
  98
  95
  12 7
  95
  53
  51
  67
  50
  52
  57
  37
  
  2 1,5
  19,5
  
  3
  12
  17
  13
  
  90. D. Dalle, a.w ; P- 12 9 -132 . Herinneren wij er aan dat J.
   Bourgeois--Pichat het aantal tweede huwelijken in de 18de eeuw op
  
  W ij geloven niet dat de vermeldingen vanaf 1706 volle­
  dig zijn. W ij stelden n.l. vast dat in de registers van de St.Denijsparochie tussen 1734 en 1743 geen enkel tweede hu­
  welijk vermeld wordt. Verder wordt in dezelfde parochie
  tussen 1744 en 1767 enkel het weduwschap van de vrouwe­
  lijke partner vermeld. De vermeldingen in de huwelijksregisters van St.-Walburga lijken ons eveneens onvolledig. In
  de decade 1736-45 noteren wij er op een totaal van 91, 16
  huwelijken van weduwen met een jonge man d.i. 17,6 %
  en slechts 7 d.i. 7,7 % huwelijken van weduwnaren met
  een jong meisje. In dezelfde spanne tijds betreffen 28 %
  van de in de St.-Niklaasparochie afgesloten huwelijken, we­
  duwen en 33 % weduwnaars die hertrouwen. Verder kun­
  nen wij moeilijk aanvaarden dat tussen 1752 en 1767 in
  de St.-Walburgaparochie slechts een weduwe en een weduw­
  naar zouden hertrouwd zijn. Vanaf 1768 zijn de gegevens
  volledig. D e nauwkeurige onderrichtingen betreffende het
  bijhouden van de parochieregisters is hieraan niet vreemd 92.
   Het meest betrouwbaar zijn de gegevens voor de St.-Niklaas­
  parochie 93 :
  II
  
  I
  a
  1706-15
  1716 -25
  1726-35
  17 3 6 4 5
  1746-55
  1756-65
  1766-75
  1776-85
  1786-95
  
  %
  
  III
  
  IV
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  19 8,0
  2 1 10,0
  12 6,5
  
  52,0
  55,5
  38,5
  
  14
  13
  3
  7
  10
  8
  
  126
  114
  69
  90
  100
  60
  74
  83
  51
  
  70
  41
  30
  
  29,0
  20,0
  17,0
  
  37
  52
  27
  
  15 ,0
  25,5
  15 ,0
  
  34
  47
  38
  39
  34
  19
  
  23,0
  27,5
  23,5
  25,0
  19,0
  13,0
  
  42
  40
  19
  28
  39
  24
  
  28,5
  23,5
  12 ,0
  18,0
  22,0
  16,0
  
  9,5
  7,5
  2,0
  4,0
  5,5
  5,5
  
  61,0
  58,5
  37,5
  47,0
  46,5
  34,5
  
  10 % schatte. E . Hélin, a.w., p. 19 4 neemt deze zienswijze over.
  In Veume-Ambacht bedroeg het percentage in de eerste helft van
  de 18de eeuw, 52,6, in de tweede helft van de eeuw 36.
  9 1. D e gegevens betekenen : I weduwe en jonge man, I I we­
  duwnaar en jong meisje, I I I weduwe en weduwnaar, I V totaal
  (a : aantal).
  92. Zie : D . Dalle, a.w., p. 12 6 , noot 1.
  93. Voor de betekenis van de gegevens zie noot 9 1.
   Toch dringen zich ook in verband met deze cijfers een
  paar opmerkingen op. Het lage percentage tweede huwelij­
  ken bij de mannen in 1706-15 en 1756-65 — laag in verge­
  lijking met het percentage tweede huwelijken bij de vrou­
  wen — valt op. Gegevens medegedeeld in onze meergeci­
  teerde studie betreffende de bevolking van het platteland 94
  tonen aan dat aldaar de hertrouwcijfers van weduwnaren
  doorgaans hoger waren dan de hertrouwcijfers van wedu­
  wen. Ook in de steden schijnt dit het geval geweest te zijn
  zoals blijkt uit de gegevens vermeld in enkele demografische
  studies die een onderscheid maken tussen eerste en tweede
  huwelijken 95.
  Steunend op de door ons medegedeelde gegevens menen
  wij te mogen aanvaarden dat in de 18de eeuw, in ongeveer
  de helft der gevallen, minstens een van beide huwelijks­
  partners reeds voordien — en soms meerdere keren 96 —
  gehuwd geweest was. Zow el de niet volledige gegevens be­
  treffende de stad als de meer volledige gegevens betreffende
  de St.-Niklaasparochie tonen aan dat evenals op het platte­
  land, het aantal tweede huwelijken in de tweede helft van
  de 18de eeuw afgenomen is 91.
  Bij het beoordelen van deze hoge hertrouwcijfers moet
  rekening gehouden worden met de grote sterfte, de lage
  gemiddelde leef tijdsduur in de 18de eeuw en met het feit
  dat hoe jonger de overlevende, hoe groter het verlangen,
  hoe dringender ook de noodzaak was om een nieuw huwe­
  lijk aan te gaan.
  94. D . Dalle, a.w., p. 129.
  95. Ibidem, p. 1 3 1 , noten 1 , 2 en 3.
   96. Dat op dit gebied rekords gebroken werden blijkt uit een no­
  titie in het overlijdensregister van Middelkerke a° 1668 (R .A . Brug­
  ge) «3 juli obiit Joanna Velders uxor Jacobi qui septem uxores
  habuit, 18 sepultus prefactus Jacobus Velders qui nisi dysenterio
  absumptus fuisset, potuisset ad octavem vel nonem matrimonium
  pervenire.»
  97. 17 0 6 -5 5: stad 44 % (St.-Niklaaspar. 52 96) ; 175 6 -9 5: stad
  37 % ( St.-N. 4 1 96).
  H et leeftijdsverschil van de gehuwden.
  Steunend op de gegevens van de volkstelling van 1796 98
  berekenden wij voor Veume-stad het leeftijdsverschil tus­
  sen de huwelijkspartners. Dit gaf volgend resultaat 99 :
  I
  0-5 jaar
  6-10 jaar
  1 1 - 1 5 jaar
  16-20 jaar
  2 1-25 jaar
  26-30 jaar
  3 1 jaar en meer
  
  III
  
  II
  
  IV
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  115
  69
  37
  19
  14
  5
  2
  
  29,3
  17,6
  9,4
  4,8
  3,6
  
  69
  35
  15
  10
  1
  1
  1
  
  17,6
  9,0
  
  184
  104
  52
  29
  15
  6
  3
  
  46,9
  26,6
  13 ,2
  7,3
  3,8
  
  1,3
  0,5
  
  3,8
  2,5
  0,2
  0,2
  0,2
  
  1,5
  0,7
  
  Stellen wij in de eerste plaats vast dat zoals op het platte­
  land, de mannelijke partner over ’t algemeen ouder is dan
  de vrouwelijke. In meer dan 1 /4 der gevallen (19,6 %
  man ouder - 6,9 % vrouw ouder) is er een leeftijdsverschil
  van meer dan 10 jaar. Dit hoge percentage is ongetwijfeld
  het gevolg van het groot aantal tweede huwelijken. Hierbij
  dient rekening gehouden te worden met het feit dat zowel
  
  de weduwnaar als de weduwe over ’t algemeen een jongere
  partner koos 10°.
   W ij beschikken over geen gegevens omtrent het leeftijds­
  verschil van de huwelijkspartners in de 17de en de eerste
  helft van de 18de eeuw. Rekening houdend met het groot
  aantal tweede huwelijken dat wij hierboven vaststelden, mo­
  gen wij evenwel aanvaarden dat ook in die tijd het leeftijds­
  verschil tussen de partners zeer aanzienlijk was. De vraag
  kan gesteld worden in hoever subjectieve gevoelens van lief­
  de aan de basis van dergelijke huwelijken kunnen gelegen
  hebben. Toch blijkt voor zover wij dit uit de doopregisters
  98. D . Dalle, Volkstelling 1796.
  99. De gegevens betekenen I leeftijdsverschil, I I man ouder,
  I I I vrouw ouder, I V totaal.
  100. D . Dalle, Veurne-Ambacht, p. 13 3 . In een maatschappij waar
  70 % van de mannen en 54 % van de vrouwen van 20 tot 34 jaar
  ongehuwd bleef (zie : D. Dalle, Volkstelling 1796) kan zulks geen
  verwondering wekken.
  voor
  
  kunnen aflezen, overspel heel weinig
  te komen 101.
  Wellicht verraadt zulks een meer zakelijke opvatting van
  het huwelijk, een opvatting die hierop neerkomt «Sans
  amour, on peut très bien aimer sa femme» ,02.
  Tijdsverloop tussen het afsterven van de partner en het
  nieuw huwelijk.
  Een meer zakelijke opvatting van het huwelijk blijkt ook
  uit het korte tijdsverloop tussen het af sterven van de part­
  ner en het aangaan van een nieuw huwelijk. Het onderzoek
  van 285 tweede huwelijken tussen 1675 en 1715 te Veurne
  afgesloten en waarvan wij zowel de datum van ontbinding
  van het eerste huwelijk als de datum van het nieuwe hu­
  welijk konden achterhalen, leert ons dienaangaande wat
  volgt 103 :
  Weduwnaren die hertrouwen
  A
  
  I
  
  II
  
  III
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  1 à 3 m.
  4 à 6 m.
  7 à 9 m.
  10 à 12 m.
  13 à 1 5 m.
   16 à 18 m.
  19 à 2 1 m.
  22 à 24 m.
  21
  11
  8
  4
  4
  
  12
  19
  5
  4
  1
  
  + 24 m
  
  10
  
  30,4
  16,0
  11,6
  5,8
  5,8
  5,8
  1,4
  8,7
  14,5
  
  4
  1
  6
  
  69 100,0
  
  %
  
  a
  
  %
  
  8,5
  17 ,1
  17 ,1
  8,5
  8,5
  
  36
  36
  19
  11
  8
  
  5,7
  5,7
  2,9
  26,0
  
  9
  3
  7
  20
  
  24,2
  24,2
  12,8
  7.3
  5,4
  6.0
  2,0
  
  3
  
  26,7
  42,2
  1 1 ,2
  8,9
  2,2
  6,6
  
  —
  
  —
  
  —
  
  —
  
  3
  6
  6
  3
  3
  2
  2
  1
  
  2,2
  
  9
  
  1
  
  45 100,0
  
  Tot.
  a
  
  35 100,0
  
  4,7
  13,4
  
  149 100,0
  
  10 1 . Evenals op het platteland werden in de stad omzeggens geen
  kinderen «ex adulterio» geboren. De echtelijke trouw werd door de
  Franse intendant (einde 17d e eeuw) als een sieraad van de Vlaamse
  vrouw geloofd (z ie : Boulainvilliers, Etat de France ( Analyse des
  mémoires des intendants), Londen, 1727-28, dl. I, p. 3 «mais le
  mariage y opère si bien en Flandres qu’il fait toujours une femme
  vertueuse d ’une fille coquette». Uit de gegevens blz. 76 hierboven
  blijkt dat in ongeveer 10 % der gevallen, het eerste kind binnen de
  8 maanden na het huwelijk geboren werd.
  102. Het betreft het gezegde van een personage in een comedie
  (aangehaald door M. Reinhard, Histoire de la population mondiale
  de 1700 à 1948, Parijs 1949, p. 69-70.
  10 3. D e gegevens betekenen : A aantal maanden tussen het af­
  
  Weduwen die hertrouwen
  A
  1 à 3 m.
  4 à 6 m.
  7 à 9 m.
  10 à 12 m.
  13 à 15 m.
  16 à 18 m.
  19 à 2 1 m.
  22 à 24 m.
  + 24 m.
  II
  
  I
  
  Tot.
   III
  
  a
  
  %
  
  a
  
  %
  
  a
  
  96
  
  1
  14
  8
  5
  
  2 ,1
  28,5
  16,3
  10,2
  
  —
  
  —
  
  3
  9
  10
  2
  5
  6
  3
  1
  6
  
  6,7
  20,0
  22,2
  4,5
  1 1,1
  13 ,3
  6,7
  2,2
  
  4
  6
  5
  3
  2
  
  9,5
  14,3
  11,9
  7 ,1
  4,8
  
  5
  2
  2
  13
  
  11,9
  4,8
  4,8
  30,9
  
  4
  
  8,2
  
  —
  
  —
  
  4
  13
  
  8,2
  26,5
  
  49 100,0
  
  13 ,3
  
  45 100,0
  
  42 100,0
  
  a %
  6,0
  8
  29
  23
  10
  7
  15
  5
  7
  32
  
  2 1,3
  17,0
  7,3
  5 ,1
  11,0
  3,7
  5 ,1
  23,5
  
  13 6 100,0
  
  Bovenstaande statistiek illustreert op treffende wijze de
  fabel van La Fontaine «La jeune veuve»
  La perte d’un époux ne va point sans soupirs:
  On fait beaucoup de bruit, et puis on se console.
  Sur les ailes du Temps la tristesse s’envole:
  Le Temps ramène les plaisirs.
  Entre la veuve d’une année
  E t la veuve d ’une journée
  L a différence est grande...
  M eer dan de helft ( 5 1 ,6 % ) van de weduwen en twee
  derde ( 6 8 ,5 % ) van de weduwnaars die opnieuw in het
  huwelijk treden, hertrouwen binnen het jaar na het over­
  lijden van hun huwelijkspartner. Ongeveer de helft van de
  weduwnaars ( 4 8 ,4 % ) reeds binnen de zes maanden. De
  weduwen wachten ietwat langer. Was hun verdriet groter
  o f hebben zij aanvankelijk gedacht «un cloître est l’époux
  qu’il me faut»? Gelet op het groot aantal weduwen dat
  hertrouwt tussen de 4de en de 6de maand na het over­
  lijden van hun echtgenoot (2 1 ,3 % ) achten wij het waar­
  schijnlijker dat ze gewacht hebben tot ze zekerheid hadden
  dat ze niet zwanger waren uit het vorige huwelijk.
   sterven van de partner en het nieuw huwelijk ; I, I I , I I I de sociale
  groepen (laagste klasse, middenklasse, hoogste k la sse ); a : aantal
  gevallen.
  De haast om te hertrouwen was bij de weduwen groter
  naar gelang ze tot een lagere sociale rang behoorden. Res­
  pectievelijk hertrouwen 57, 53 en 4 3 % van de weduwen
  van de verschillende sociale klassen binnen het jaar na het
  overlijden van hun echtgenoot. Deze haast houdt ongetwij­
  feld verband met het verlangen van de weduwen haar eigen
  bestaan en dit van haar eventuele kinderen te verzekeren.
  Opmerkelijk is dat het aantal weduwen dat binnen de drie
  maanden na de ontbinding van het huwelijk hertrouwt,
  groter wordt naarmate de sociale rang waartoe ze behoren
  hoger is. De vrees van de nieuwe partner dat zijn vrouw
  zwanger zou zijn uit haar vorige verbintenis kan hier een
  rol gespeeld hebben. Deze vrees, de last van het huwelijk
  vroegtijdig te verhogen met de kosten van een bevalling en
  wellicht ook het verlangen het aantal kinderen zoveel mo­
  gelijk te beperken zal wel groter geweest zijn in de lagere
  dan in de meer gegoede standen.
  Zoals bij de weduwen is het aantal weduwnaren dat bin­
  nen het jaar hertrouwt in de meer gegoede klasse minder
  groot dan in de min gegoede klassen 104.
  Seizoenschommelingen der huwelijken 105.
   1639-75
  1676-15
  
  j
  87
  86
  
  f
  118
  136
  
  a
  
  m
  
  136
  115
  114
  148
  
  105
  96
  114
  112
  
  j
  10 1
  92
  86
  80
  
  j
  83
  82
  
  a
  90
  79
  
  s
  72
  76
  
  o
  85
  88
  
  n
  74
  84
  
  d
  22
  31
  
  128
  114
  
  m
  27
  35
  41
  29
  
  1716 -55
  1756-95
  
  89
  90
  
  91
  86
  
  74
  65
  
  63 76
  73 104
  
  85
  70
  
  39
  29
  
  Totaal
  
  88
  
  124
  
  33
  
  12 8
  
  107
  
  90
  
  86
  
  77
  
  71
  
  78
  
  30
  
  88
  
  Het parallel verloop van de huwelijkscurve in de verschil­
  lende periodes toont voldoende aan dat de keuze van de
  huwelijksdatum aan vaste gewoonten gebonden was. Even­
  als op het platteland 106 werden meer dan de helft der hu104. C f. E . Hélin, a.w., p. 196. H ij meent dat in de middenklassen
  en de hoogste klassen onder invloed van de godsdienst, een zekere te­
  rughoudendheid bestond ten opzichte van het huwelijk.
  10 5. Gegevens per duizend. E r werd rekening gehouden met de
  ongelijke duur der maanden.
   welijken tussen februari en juli ingezegend. Tussen beide
  curven (stad en platteland) bestaat trouwens een treffende
  overeenkomst. In beide is de invloed van de advent (d e­
  cember) en van de vasten (maart) zeer duidelijk merk­
  baar 107. O ok de naar boven gerichte spitsen van februari en
  april, de algemeen dalende tendens tussen april en septem­
  ber, de lichte stijging in oktober vindt men in beide curven
  terug. D e stad kent evenwel niet de lichte vermeerdering
  van het aantal huwelijken die men op het platteland, vóór
  de oogst, in de maand juli zag. Evenals op het platteland
  stelt men in de stad, tussen het begin van de 17de eeuw
  en het midden van de 18de eeuw een stijging vast van het
  percentage huwelijken in de advent en in de vasten. In de
  tweede helft van de 18de eeuw lopen in beide gevallen de
  percentages terug.
  In onze studie over het platteland onderzochten wij in
  hoever de hoge percentages van februari het gevolg konden
  zijn van huwelijken die vervroegd werden omwille van een
  106. D . Dalle, a.w., p. 157.
  10 7. D it is trouwens zo in alle katholieke landen. Zie R. Mols,
  a.w., I I , p. 278 en J . Bourgeois, Le mariale, coutume saisonnière.
  Contribution à une étude sociologique de la nuptialité en France,
  (Population, dl. I , 19 4 6), p. 634.
  voortijdige zwangerschap. Hiertoe berekenden wij afzonder­
  lijk de seizoenschommelingen in de jaren met een vroege
  en in de jaren met een late Pasen. Een dergelijke bereke­
  ning voor de stad geeft ;
  P.
  P.
  P.
   vóór 1 april
  1 à 14 april
  na 14 april
  
  j
  f m a
  m
  10 5 95 16 18 1 98
  80 13 5 33 12 6 10 0
  85 130 47 89 12 2
  
  j j a s o n d
  86 8 1 70 79 79 77 33
  9 1 9 1 82 72 87 7 5 28
  94 78 77 64 96 85 35
  
  Grafiek IV.
  Evenals op het platteland worden naarmate Pasen later
  valt meer huwelijken in mei afgesloten, terwijl de vermin­
  dering van het aantal huwelijken in februari in jaren met
  een vroege Pasen, niet zozeer aan januari, dan wel aan april
  ten goede komt. Deze vaststelling, samen met het feit dat in
  november, de maand vóór de advent, een stijging van het
  aantal huwelijken genoteerd wordt, bewijst voldoende dat
  de hoge percentages in februari, niet het gevolg zijn van
  geforceerde huwelijken.
  Tussen de curve der seizoenschommelingen eerste huwe­
  lijken en de curve tweede huwelijken 108 releveren wij een
  paar merkwaardige afwijkingen in verband met de verschui­
  ving der huwelijken rond de vastenperiode.
   Eerste huwelijken :
  P. vóór 1 april
  P . 1 à 14 april
  P. na 14 april
  
  j
  98
  85
  85
  
  f m a m
  97 8 2 3 1 12 0
  1 1 7 34 14 7 13 6
  124 56 93 12 2
  
  Totaal
  
  89 1 1 3
  
  33 15 7 12 6
  
  j j a s
  o n d
  64 54 85 59 94 64 26
  8 1 90 57 5 1 83 85 34
  90 66 68 58 108 90 40
  78
  
  70 70 56
  
  95 80 33
  
  Tw eede huwelijken :
  P. vóór 1 april
  140 93
  P. 1 à 14 april
  72 15 5
  P. na 14 april
  92 13 4
  
  16 12 4 7 1 8 1 15 2 47 76 8 1 84 35
  49 87 9 1 89 10 5 74 99 72 75 32
  38 89 108 10 0 90 63 74 1 1 4 56 42
  
  Totaal
  
  34 10 0 90
  
  1 0 1 12 7
  
  90 1 1 6 6 1 83
  
  89 72 37
  
  De tabellen en grafieken tonen aan dat met het oog op
  de vasten de tweede huwelijken eerder vervroegd, — meer
  huwelijken in januari’-februari dan in april-mei — terwijl de
  eerste huwelijken eerder uitgesteld werden — meer huwe­
  lijken in april-mei dan in januari-februari. — V oor de tweede
  Grafiek V.
   huwelijken is februari de topmaand van het jaar, voor de
  eerste huwelijken april, en in jaren met een late Pasen,
  februari en mei. De neiging de tweede huwelijken te ver­
  vroegen, de eerst huwelijken uit te stellen blijkt het duide­
  lijkst uit de verdeling der huwelijken in jaren met een
  vroege Pasen : de vermindering van het aantal huwelijken
  dat alsdan in februari vastgesteld wordt komt bij de tweede
  huwelijken meer ten goede aan januari, bij de eerste huwe­
  lijken uitgesproken aan april. W ij menen hier voor een sociaal-economisch verschijnsel te staan. Zoals uit tabel blz.
  89 blijkt wordt het grootste aantal huwelijken afgesloten
  in april, februari en mei d.i. in de periode van werkhervat­
  ting. In de periode die ons bezig houdt wordt het jaar in
  vier arbeidsseizoenen ingedeeld : een zomerseizoen ( 1 april 30 september), een winterseizoen (1 6 november - 14 fe­
  bruari) en twee tussenseizoenen (1 oktober - 15 november
  en 15 februari - 31 maart). Houden wij rekening met een
  zeer verspreide werkloosheid in de wintermaanden 109 en
  de geringe verdienste van de arbeiders, dan is het duidelijk
  dat de minstvermogenden de grote uitgaven die het hu­
  welijk meebrengen het liefst tot in de periode van werk­
  hervatting d.i. na 15 februari, en rekening houdend met de
  vasten, tot in april, en in jaren met een late Pasen tot in
  mei zullen uitstellen. D e aangehaalde motieven gelden in
  mindere mate voor de huwelijken waarvan een van de
  partners voor de tweede keer in het huwelijk treedt. De
  uitgaven bij een dergelijk huwelijk zijn uiteraard veel gerin­
  ger daar de inrichtingskosten — het aanschaffen van meu­
  belen en huisgerief, het huren van een huis enz. — weg­
  vallen. Deze huwelijken kunnen dan ook met het oog op
  de vasten gemakkelijk vervroegd worden.
   Dat de keuze van de huwelijksmaand in sterke mate so109.
  S.A .V ., bundel 1 1 5 1 . In 1688 beweren de knechten van
  timmerlui enz. dat zij «in den wintertijdt drie à vier maanden moe­
  ten ledigh wesen ter causen vande vorst alsmede dat de gemeente
  niet en doen wercken in de cortste daghen». Zie ook D . Dalle,
  Veurne-Ambacht, p. 92 en volg.
  ciaal-economisch gebonden is blijkt ook uit de studie van
  724 huwelijken tussen 1675 en 1715 afgesloten door per­
  sonen wier sociaal statuut wij kennen no. Naar mate de
  partners tot een hogere sociale groep behoren worden meer
  huwelijken afgesloten in de wintermaanden november, de­
  cember en januari (142 - 169 - 242 %o ) en minder in de
  maanden mei, juni en juli (289 - 250 - 180
  ). Opmerke­
  lijk is ook dat naar mate de partners tot een hogere sociale
  groep behoren het aantal huwelijken afgesloten in de ad­
  vent en de vasten, groter wordt (advent : 16 - 26 - 80 %o vasten : 20 - 30 - 50 %o). W erd het bekomen van de ver­
  eiste dispensatie «pro tempore clauso» als een prestige
  kwestie beschouwd ? En is de daling van het aantal huwe­
  lijken in de advent en de vasten, die wij in de tweede helft
  van de achttiende eeuw vaststelden te verklaren door een
  reactie van de kerk ?
  D e overlijdens.
   Onze documentatie over het aantal overlijdens is niet
  volledig. W at de sterfte volwassenen (communicanten) be­
  treft beschikken wij over quasi volledige gegevens voor de
  periode 1656-1795 lU. V oor de eerste helft van de zeven­
  tiende eeuw moeten wij ons behelpen met de overlijdensregisters van de parochies St.-Niklaas (1620-1655) 112 en St.Walburga (16 36 -5 5). Regelmatige vermeldingen betreffen­
  de de kindersterften (niet-communicanten) vinden wij
  slechts vanaf 1691. V oor de eerste helft van de 18de eeuw
  zijn laatstgenoemde vermeldingen niet steeds nauwkeurig.
  Z o worden in de registers van de St.-Niklaasparochie tus­
  sen 1696 en 1703 en tussen 1711 en 1729 respectievelijk
  slechts 49 en 92 kindersterften vermeld. De vergelijking
  van deze gegevens enerzijds met het aantal sterften volwas­
  senen (respectievelijk 246 en 7 0 6 ), anderzijds met het aan­
  110 . Hierboven blz. 59-61.
  1 1 1 . De overlijdensregisters over volgende jaren ontbreken: St.Niklaas: 1664 en 1665; St.-Denijs: 1680, 1695, 1700 en 1794.
  1 1 2 . De gegevens over 1639 zijn blijkbaar onvolledig.
  tal sterf ten in de kleinere parochies St.-Walburga (16 96 ­
  1703 : 149 kinderen - 148 volwassenen) en St.-Denijs
  ( 1711-29 : 384 kinderen - 454 volwassenen) toont voldoen­
  de aan dat de voor de St.-Niklaasparochie opgegeven kindersterften ver beneden de werkelijkheid blijven.
  Volgens de hierboven medegedeelde gegevens voor de
  St.-Denijs- en de St.-Walburgaparochie bedroeg het aantal
  kindersterften 46 à 50 % van het totaal aantal sterften. In
  de St.-Niklaasparochie is de verhouding in de periode 1731­
  45 zelfs 55 % . In de tweede helft van de achttiende eeuw
  schommelde het percentage rond 50.
  In hiernavolgende tabel groeperen wij de gegevens 113 be­
  treffende het aantal sterften zoals wij die in de parochieregisters vonden :
  
  1696-1705
  
  Volw.
  a
  %
  705 63
  
  Kind.
   a
  %
  4 16 37
  
  1706-15
  
  1029
  
  65
  
  557
  
  35
  
  1716 -25
  
  799
  
  66
  
  .4 16
  
  34
  
  1726-35
  
  783
  
  56
  
  608
  
  44
  
  1736-45
  1746-55
  1756-65
  1766-75
  1776-85
  1786-95
  
  734
  759
  541
  564
  633
  6 11
  
  52
  55
  51
  51
  52
  49
  
  668
  
  48
  45
  49
  49
  48
  51
  
  6 13
  522
  548
  584
  636
  
  (onvolledig : St.-N. 1696-1703 ;
  St.-D. 16 9 8 -17 0 1)
  (onvolledig : St.-N. 1 7 1 1 - 1 5 ;
  St.-W. 170 6 -15)
  (onvolledig : St.-N. 1716 -2 5 ;
  St.-W. 17 16 -18 )
  (onvolledig : St.-N. 1726-29 ;
  St.-D. 173 3-3 5)
  (onvolledig: St.-D. 1 7 3 6 4 1 )
  
  Het ontbreken van de gegevens betreffende de kinder­
  sterften in de 17de eeuw en de onvolledigheid van de ge­
  gevens betreffende genoemde sterften 114 in de eerste helft
  1 1 3 . E r wordt geen afzonderlijk register voor de kindersterften
  bijgehouden.
  1 1 4 . De onvolledigheid van de opgaven betreffende de kinder­
  sterften blijkt overduidelijk wanneer wij het opgegeven aantal sterf­
  ten vergelijken met het aantal geboorten en wij hierbij rekening
  houden met de zeer hoge zuigelingensterfte in de 18de eeuw. Zoals
  
  van de 18de eeuw noopte ons, om bruikbaar statistisch ma­
  teriaal te bekomen, de kindersterften en de sterften volwas­
  senen afzonderlijk te noteren en te bestuderen.
  Trendlijn der sterfte van volwassenen ( communicanten)
  per oogstjaar.
  Steunend op de combinatie van de gegevens van de overlijdensregisters van de St.-Niklaasparochie (1623-1663) en
  de volledige reeks gegevens betreffende de sterfte volwas­
  senen (1659-1788) mogen wij voor de eerste helft van de
  17de eeuw, een geleidelijke stijging van het aantal sterften
  aanvaarden die eindigt in de spectaculaire spits van 1642­
  1648 veroorzaakt door de epidemie van 1645-1646.
   In de jaren 1650-1662 is het aantal sterften teruggeval­
  len op het peil van 1623. Tussen 1663 en 1691 is de trend
  van de overlijdenscurve weer opwaarts gericht. Er ontwik­
  kelen zich 2 1 /2 golven met maxima in 1668 (1 1 7 ), 1679
  (1 1 3 ) en 1691 (1 4 1 ) en minima in 1673 ( 6 6 ) en 1685
  ( 94 ). Genoemde maxima werden veroorzaakt door de sterftecrisissen van 1666-69, 1677-80 en 1689-93. Deze crisissen
  waren langduriger dan de crisis van 1645-46 maar minder
  spectaculair. Het grootste aantal sterften per oogstjaar ge­
  durende genoemde reeks crisisjaren- werd in 1693 be­
  reikt. Alsdan stierven te Veurne 173 volwassenen. In 1645
  
  uit onze berekeningen blijkt stierven einde 18de eeuw, per duizend
  levendgeborenen, ongeveer 300 zuigelingen (zie verder blz. 10 8 ).
  Verder blijkt dat de zuigelingensterfte alsdan 67% van het totaal
  aantal kindersterften bedroeg. Aanvaarden wij nu voor de eerste
  helft van de 18de eeuw een zuigelingensterfte van 30 % en ne­
  men wij aan dat de zuigelingensterfte 60% van het totoal aantal
  kindersterften bedroeg - op het platteland bedroeg de zuigelingen­
  sterfte in de eerste helft van de 18de eeuw ongeveer 5 0 % , op het
  einde van de eeuw ongeveer 60% van het totaal aantal kinder­
  sterften (D . Dalle, a.w., blz. 14 6 ) - dan bekomen w ij volgende
  minima : 1696-1705 : 16 2 5 geboorten - 8 10 kindersterften (opgegeven
  aantal 4 16 ); 170 6-15: 1 4 3 1 geboorten - 7 15 kindersterften (opge­
  geven aantal 5 5 7 ). Op dezelfde basis berekend bekomen wij voor
  de volgende decennia respectievelijk: 760 (opgegeven aantal 4 16 ),
  690 (opgegeven aantal 608), 635 (opgegeven aantal 668), 545 (op­
  gegeven aantal 6 13 ).
   en 1646 stierven evenwel in de St.-Niklaasparochie alleen,
  respectievelijk 169 en 203 volwassenen.
  Na de sterftecrisis van 1689-1693 daalt de trend der sterf­
  te volwassenen zeer vlug. Ze blijft dalend tot 1758. O ok in
  deze periode onderscheiden wij 2 1 / 2 golven met minima
  in 1697 ( 6 1 ), 1736 (6 1 ) en 1758 (4 8 ) en maxima in
  1709 (1 1 5 ) en 1786 ( 8 7 ). Het maximum van 1709 is het
  gevolg van de sterftecrisis van 1705-1707. Deze crisis is
  de laatste belangrijke crisis van de hier beschouwde periode.
  In de tweede helft van de 18de eeuw (na 1758) evolu­
  eert de sterftecurve, alhoewel licht stijgend, op een laag
  niveau.
  V oor het platteland beschikken wij niet over voldoende
  gegevens om steunend op de overlijdens van een groep pa­
  rochies de trend te berekenen tussen 1659 en 1788 U5. Stel­
  len wij in de eerste plaats vast dat voor zover wij dit kunnen
  nagaan, de grote sterftecrisissen én in de stad én op het
  platteland samenvallen : 1645-46, 1666-69, 1677-80, 1689­
  93 en 1705-07. W ij krijgen evenwel de indruk dut, de grote
  crisis van 1689-93 uitgezonderd, de sterftecrisissen van de
  tweede helft van de 17de eeuw - begin 18de eeuw, op het
  platteland van kortere duur waren 116.
  O ok de sterftespitsen van de 18de eeuw vallen groten­
  deels samen : 1711-1712, 1714-15, 1718-19, 1724, 1726,
  1729-30, 1740-41, 1747-51, 1762, 1775 en 1781-83 117. De
  sterftespits van 1788 die wij in de stad noteren, tekent zich
  niet af op het platteland.
  1 1 5 . D . Dalle, Veurne-Ambacht, blz. 13 8 en volg.
   116 . Ibidem, bijlage X X V I- 1, X X V I-2 en X X V I-3 . Voor de cri­
  sis 1666-69 kunnen wij voor het platteland alleen steunen op de
  gegevens voor Izenberge, Houtem en Alveringem. (In deze paro­
  chies is alleen 1668 een jaar van grote sterfte). De sterftecrisis van
  1677-80 tekent zich op het platteland pas duidelijk af vanaf 1678.
  D e crisis van 1705-07 pas vanaf 170 7.
  1 1 7 . Ibidem, bijlagen X X V I-3 , X X V I-4 , X X V I-5 en X X V I-6 . De
  sterftecrisis van 17 18 -19 tekent zich op het platteland pas vanaf
  17 19 af, ze duurt tot 1 7 2 1 . De crisis 1726-30 wordt in de stad
  onderbroken door een daling van het aantal sterften in 17 2 7 en
  1728 . Op het platteland is de crisis in 1727-29 zeer intens, ze ver­
  mindert vervolgens en flakkert weer op in 17 3 2 . In laatstgenoemd
  
  De trendbeweging van de overlijdens zoals die afgebeeld
  is op grafiek X van onze studie over het platteland is voor
  de periode 1686-1722 berekend op de gegevens van de
  parochieregisters van Avekapelle, Beveren, Gijverinkhove en
  Lampernisse. W ij stellen er vast dat de trend, tussen 1686
  en 1693 rond hetzelfde niveau schommelt en vervolgens
  daalt om in 1700 een minimum te bereiken. In de stad is
  de trend zoals gezegd, stijgend tussen 1685 en 1691, da­
  lend tussen 1692 en 1697. Berekend op de gegevens betref­
  fende het aantal overlijdens in de parochies Avekapelle, Be­
  veren, Gijverinkhove, Haringe, Hoogstade, Lampernisse,
  Pollinkhove en Stavele 118 is de trendbeweging overlijdens,
  evenals in de stad, stijgend tussen 1685 en 1690.
   Na 1700 stijgt de trend, in de stad tot 1709, op het plat­
  teland tot 1715. Terwijl in de stad, de trend resoluut daalt
  na 1709 om in 1736 een minimum te bereiken, blijft de
  trend op het platteland tot 1725 op een hoog niveau evo­
  lueren. Pas in 1726 begint een spectaculaire daling. Het
  laagste punt wordt er in 1739 genoteerd.
  Na een lichte stijging tussen 1737 en 1746 in de stad, tus­
  sen 1740 en 1745 op het platteland, daalt de trend opnieuw
  om én in de stad én op het platteland, in 1758 het laagste
  punt van de eeuw te bereiken. In de tweede helft van de
  eeuw is de trend op het platteland veel sterker opwaarts
  gericht dan in de stad.
  D e trendlijn der kindersterften per oogstjaar.
  Zoals hierboven opgemerkt beschikken wij slechts over
  volledige gegevens betreffende de kindersterfte voor de
  tweede helft van de 18de eeuw. De relatief volledige gege­
  vens vanaf 1726 tonen evenwel aan dat de trend tot om­
  streeks 1747 op een tamelijk hoog niveau evolueert. In
  1748 treedt een daling in die haar laagste punt in 1758
  jaar noteren w ij in de stad een lichte stijging van het aantal steif­
  ten. De sterftecrisis 1740-41 tekent zich op het platteland reeds
  vanaf 173 8 af, ze dutfrt tot 174 2. In de stad flakkert de crisis, na
  een lichte daling in 174 2, in 1743-44 weer op.
  1 1 8 . D. Dalle, V eurne-Ambacht, bijlage X X V I-2.
   bereikt. Er valt op te merken dat evenals de trend der over­
  lijdens volwassenen, de trend kindersterften tussen 1740 en
  1747 opwaarts gericht is. Het jaar 1758 is voor beide cur­
  ven een dieptepunt. In de tweede helft van de eeuw is de
  trend kindersterfte evenals de trend overlijdens volwasse­
  nen licht stijgend. In deze vloedperiode tekenen zich twee
  golven af met hoogtepunten in 1765 (1764 volwassenen)
  en 1780 (1783 volwassenen).
  Seizoenschommelingen overlijdens volwassenen.
  Uit de vergelijking van de gegevens die wij hierna publi­
  ceren blijkt dat zowel in de 17de als in de 18de eeuw, de
  sterfte onder de volwassenen gedurende de winter groter
  was dan in de zomer. Het minimum aantal sterfgevallen
  wordt in de maanden juni, juli, augustus en september ge­
  noteerd.
  In de periode 1636-1655 stellen wij een belangrijke stij­
  ging vast van het aantal sterfgevallen vanaf de maand okto­
  ber. In december bereikt de curve haar hoogste top. In
  januari blijft het aantal sterften nog zeer hoog. De belang­
  rijke daling die vanaf februari optreedt wordt in maartapril even onderbroken. De curven seizoenschommelingen
  overlijdens volwassenen voor de perioden 1656-1715 en
  1716-95 vertonen een enigszins ander beeld. Tussen okto­
  ber en januari evolueren genoemde curven op een lager,
  tussen februari en mei op een hoger niveau dan in de perio­
  de 1636-55, d.w.z. dat de periode van grote sterfte over een
  groter aantal maanden ( oktober-mei ), met lichte spitsen in
  november, januari en april, verdeeld is. D e voorjaarsspits
  ( april ) is in beide perioden het hoogst.
  1636-55 n».
   Mannen
  Vrouwen
  
  j
  
  f
  128 70
  109 78
  
  m
  73
  89
  
  a
  84
  85
  
  m
  70
  78
  
  j
  65
  51
  
  j a
  s
  o
  48 62 70
  110
  58 5 1 62
  96
  
  n
  113
  109
  
  d
  107
  134
  
  Totaal
  
  1 1 9 74
  
  81
  
  84
  
  74
  
  58
  
  53
  
  111
  
  12 1
  
  1 1 9 . In % o. E r werd rekening gehouden met de ongelijke
  der maanden.
  duur
  
  56
  
  66
  
  10 3
  
  1656-1715.
  Mannen
  85
  Vrouwen 99
  
  82
  84
  
  91
  87
  
  104 102
  102 92
  
  74
  60
  
  61
  59
  
  55
  57
  
  66
  72
  
  85
  89
  
  95
  10 5
  
  100
  94
  
  Totaal
  
  92
  
  83
  
  89
  
  103
  
  97
  
  67
  
  60
  
  56
  
  69
  
  87
  
  100
  
  97
  
  1716-95 119b.
  Mannen
  94
  Vrouwen 97
  
  94
  89
  
  96
  90
  
  10 5
  96
  
  96
  90
  
  70
  80
  
  53
  55
  
  62
  68
  
  64
  68
  
  77
  85
  
  96
  94
  
  93
  88
  
  Totaal
  
  92
  
  93
  
  100
  
  93
  
  75
  
  54
  
  65
  
  66
  
  81
  
  95
  
  90
  
  96
  
  Grafiek V II.
  JfO
  
  De afwijking in de periode 1636-1655 wordt zoals blijkt
  uit navolgende gegevens en grafieken, verklaard door de
  abnormale hoge sterfte veroorzaakt door de epidemie (pest
  en dysenterie 120) die een viertal jaren na elkaar (1645-48)
  telkens in genoemde maanden heerste 121.
  Crisisjaren 1645-48.
  j
  f
  m
  Mannen
  13 8 93 33
  Vrouwen 1 1 1
  7 1 62
  
  a
  m
  66 43
  64 70
  
  j j a
  s
  o
  43 26 50 73
  12 6
  29 1 5 39 78
  13 7
  
  n
  166
  168
  
  d
  14 3
  156
  
  Totaal
  
  65
  
  36
  
  20 45 75
  
  13 1
  
  16 7
  
  150
  
  80
  
  86 67 57
  
  75
  
  55
  
  92
  
  12 5
  
  82
  
  47
  
  57
  
  Niet-crisisjaren (periode 1636-55).
   Totaal
  
  113
  
  66 1 1 5
  
  10 3
  
  91
  
  119 b is. In Luik (E . H élin, a.w., p. 2 19 ) was in de 18e eeuw
  de sterfte volwassenen het hoogst in december, januari en maart.
  120. D. Dalle, Veurne-Ambacht, blz. 16 1.
  1 2 1 . In de parochieregisters worden alleen in de St.-Niklaasparo-
  
  Grafiek V III.
  In niet-crisisjaren vertoont de curve een grotere overeen­
  komst met de curven 1656-1715 en 1716-95 met dien ver­
  stande evenwel dat de curve pas vanaf december stijgt en
  het maximum, na een zeer belangrijke inzinking in februari,
  reeds in maart bereikt wordt.
  Het feit dat in de perioden 1656-1715 najaarsspits en
  voorjaarsspits op ongeveer gelijke hoogte liggen wijst er
  wellicht op dat er in genoemde perioden geen werkelijk
  moordende epidemieën meer opgetreden zijn. Toch is in
  eerstgenoemde periode, in crisisjaren de najaarssterfte (n o­
  vember) nog enigszins belangrijker dan de voorjaarssterfte
  (april) m . Dit is niet meer het geval in 1716-95 l23.
  chie in de maanden juli en augustus 1646 enkele pestgevallen uit­
  drukkelijk vermeld (a peste obijt). Op 17 , 20 en 24 juli stierven in
  hetzelfde huisgezin een man, een vrouw en een kind. Verdere ge­
  vallen zijn 23 juli (vrouw ), 24 juli (vrou w ), 5 augustus (2 meis­
  jes), 27 augustus (vrouw ). In de registers van de St.-Denijsparochie worden geen pestgevallen vermeld. De registers van St.-Walburga ontbreken.
  12 2.
   U it enkele gegevens in de parochieregisters van St.-Denijs en
  St.-Niklaas blijkt dat in de sterftecrisis jaren 1666 en 1668 er zich
  te Veurne enkele pestgevallen voordeden. Volgende gevallen wor-
  
  Sterftecrisisjaren in de periode 1656-1715 124
  j
  94
  
  f
  80
  
  m
  a
  m
  90 1 00 98
  
  j j a
  s
  o
  62 59 55 72
  
  84
  
  n
  d
  1 06 1 00
  
  75
  
  95
  
  Sterftecrisisjaren in de periode 1716-1795 125
  1 02
  
  93
  
  96
  
  111
  
  92
  
  71
  
  48
  
  60 64
  
  93
  
  den uitdrukkelijk vermeld: overlijdensregister St.-Niklaas: 26 okto­
  ber 1666 «uytvaert van Pieter Verbeke vier weken te voren ge­
  storven van de pest», 29 december 1666 «uytvaert van Adriaen
  Geraet et uxoris vande contagieuse siecte overleden over vier maen­
  den», 27 januari 1667 «uytvaert van Cornelis Adriaen vande con­
  tagieuse sieckte te vooren gestorven», 7 februari 1667 «uytvaert van
  Jacques de Man gestorven te vooren vande contagieuse siecte», 15
  februari 1667 «uytvaert van Cornelis Blomme gestorven te vooren
  vande contagieuse siecte», 14 maart 1667 «uytvaert van Rogier van
  Hesch ende sijne dochter overleden te vooren van de quade sieck­
  te», 16 april 1667 «uytvaert van een jongman gestorven ten huyse
  van M r. Seb. Van Houcke, licentiaat inde medecine, door contagie»,
  19 april 1667 «uytvaert van Ignatius van Houcke te vooren van de
  contagie gestorven», 10 januari 1669 «uytvaert van Cornelis De
  Moor overleden den eersten november 1668 vande contagieuse sieck­
  te», 28 februari 1669 «uytvaert van Barber Baes, weduwe, te voo­
  ren gestorven vande contagieuse sieckte».
   Overlijdensregister St.-Denijs: obiit peste: 17 september 1666 ( 1
  man), 5 oktober 1666 ( 1 vrouw ), 17 november 1666 ( 1 jongen),
  18 november 1666 ( 1 vrouw ), 20 november 1666 ( 1 meisje van
  4 jaar), 27 november ( 1 meisje van 1 2 jaar), 7 december 1666
  ( 1 meisje van 8 jaar), 25 december ( 1 meisje van 8 jaar), 1 3 au­
  gustus 1668 ( 1 vrouw ), 17 augustus ( 1 meisje van 12 jaar), 19
  augustus ( 1 meisje van 17 jaar), 3 1 augustus ( 1 meisje van 6 jaar),
  2 september ( 1 vrouw en haar zoontje van 2 jaar), 6 september ( 1
  man - echtgenoot van vorige vrouw ), 14 september ( 1 vrouw ), 15
  september ( 1 weduw e), 2 1 september ( 1 m an \ 22 september ( 1
  meisje van 10 jaar), 26 september ( 1 jongen van 8 jaar), 28 sep­
  tember ( 1 man), 30 september (de echtgenote van v o r
  en haar
  pasgeboren kind), 18 oktober ( 1 meisje van 8 jaar), 19 oktober
  (weduwe, haar man stierf op 2 1 september aan de pest, zij was
  zwanger, het kind werd uitgesneden), 22 oktober ( 1 jongen van
  2 jaar) (uit hetzelfde gezin als hiervoor), 20 oktober ( 1 man), 2 1
  oktober ( 1 vrouw ), 27 oktober ( 1 jongen van 10 jaar), 13 novem­
  ber ( 1 vrouw ).
  St.-Walburga: 2 september 1668 ( 1 man).
  12 3 . Op het platteland noteerden w ij tijdens de sterftecrisisjaren
  1781-83 een niet onbelangrijke septemberspits (D . Dalle, VeurneAmbacht, blz. 15 7 -15 8 ). D it is niet het geval te Veurne.
   124. Crisisjaren 1666-69, 1677-8 1, 1689-93, 1705-08, 1 7 1 1 - 1 2
  (oogstjaren).
  12 5 . Crisisjaren 17 18 -19 , 172 4 , 1726-30, 17 4 0 4 1 en 17 4 3 4 4 , 17 4 7 ­
  
  51, 1754, 1761-64, 1766, 1771, 1774-75, 1777, 1781-83 (oogstjaren).
  Grafieken IX & X.
  Vestigen wij tenslotte nog de aandacht op volgend onder­
  scheid tussen de seizoenschommelingen overlijdens volwas­
  senen in de periode 1636-55 en de latere perioden. Uit de
  verdeling der sterften volgens geslacht blijkt dat tussen 1656
  en 1795, in januari, augustus, september, oktober en novem­
  ber, de vrouwensterfte belangrijker was dan de mannensterfte. In februari, maart, april, mei en december liggen de
  sterftekansen van de mannen hoger dan die van de vrou­
  wen. In de periode 1636-55 stellen wij het omgekeerde
  vast, alsdan sterven meer mannen dan vrouwen in januari,
  augustus, september, oktober en november, meer vrouwen
  in de andere maanden I26.
  126.
  Voor de gegevens zie blz. 10 0 -10 1. Dat de pest en dysenterie­
  epidemie (1645-48) niet verantwoordelijk is voor het afwijkend ver­
  loop van de curve in de periode 1636-55 blijkt uit de verdeling der
  sterften' in de niet-crisisjaren tussen 1636 en 1655.
   De maanden januari, augustus, september, oktober en no­
  vember zijn in de 18de eeuw — wij beschikken over geen
  gegevens voor de 17de eeuw — de maanden met het groot­
  ste aantal kindersterften. Uit het onderzoek der kindersterften in de laatste decennia van de 18de eeuw blijkt dat 67 %
  van de kinderen die sterven jonger zijn dan 1 jaar. Uit de­
  zelfde gegevens blijkt dat 54 % van de kindersterften in
  de leeftijdsgroep — 1 maand en 51 % van de kindersterf­
  ten in de leeftijdsgroep 1 à 1 2 maanden in genoemde vijf
  maanden genoteerd wordt 127. De sterke concentratie van de
  zuigelingensterfte en vooral van de endogene sterfte in ge­
  noemde maanden kan er op wijzen dat kraambedsterfte de
  oorzaak is van de hogere sterftekansen van de vrouw in
  12 7.
  13 jaar.
  Slechts 40% van de kindersterften in de leeftijdsgroep 1 à
  
  augustus, september, oktober, november en januari. W ij
  mogen hierbij niet uit het oog verliezen dat genoemde sterf­
  te zeer groot was. Uit ons onderzoek blijkt dat in het laat­
  ste kwart van de 17de eeuw, op 129 overleden vruchtbare
  vrouwen 128 er 29 zijn d.i. 22,5 % die sterven binnen de
  maand na de geboorte van een kind 129 en dat in 1705-08
  dit percentage tot meer dan 50 klom 13°.
  Grafiek X III.
   H e t fe it d a t in d e e e rs te h e lft v a n d e 1 7 d e e e u w ( 1 6 3 6 ­
  5 5 ) , v ó ó r d e d e m o g r a fisc h e c r is is , d e v r o u w e n s t e r ft e , in
  g e n o e m d e m a a n d e n g e r in g e r is d a n d e s te r fte o n d e r d e m a n ­
  n e n , w ijs t e r w e llic h t o p d a t a lsd a n d e z w a n g e rsc h a p m in ­
  d e r m o e ilijk h e d e n m e e b ra c h t e n d a t d e z u ig e lin g e n s te rfte ,
  v o o r a l d e e n d o g e n e s te r ft e w e llic h t g e rin g e r w a s.
  Seizoenschommelingen kindersterften.
  1696-1725 131.
   jongens
  meisjes
  
  j
  70
  96
  
  f m a m j
  58 70 69
  74 65
  6 1 56 52
  66 6 1
  
  j
  a
  78 78
  56 96
  
  s
  158
  16 2
  
  o
  12 0
  13 7
  
  n d
  90 70
  9 1 66
  
  Totaal
  
  83
  
  60
  
  67 87
  
  160
  
  12 9
  
  90
  
  63 60
  
  70
  
  63
  
  68
  
  128. H et betreft 129 vruchtbare vrouwen die w ij in verband met
  ons onderzoek omtrent de bevolking van 1689 bestudeerden.
  129. Steunend op de vermeldingen in het overlijdensregister van
  Pollinkhove - de pastoor vermeldt tussen 16 9 1 en 17 18 , in 1/4 der
  gevallen, de doodsoorzaak - berekenden w ij dat 20 % der vrouwe­
  lijke sterften in de groep vruchtbare vrouwen, aan de gevaren die
  
  1726-1795.
  jongens
  
  82 78
  
  69
  
  90
  
  78
  
  71
  
  67 84
  
  120 10 3
  
  89
  
  69
  
  meisjes
  
  87 73
  
  70
  
  74
  
  74
  
  59
  
  67 96
  
  12 9 1 1 1
  
  93
  
  67
  
  Totaal
  Alg. Totaal.
  85 75
  
  70
  
  82
  
  76
  
  65
  
  67 90
  
  12 4 10 7
  
  91
  
  68
  
  84
  
  66
  
  71
  
  73
  
  64
  
  67
  
  14 2
  
  91
  
  68
  
  67
  
  89
  
  118
  
  Grafiek X IV.
  