title: None
text: Terwijl de maanden september en oktober voor de vol­
  wassenen betrekkelijk gunstige maanden waren, bereikt de
  sterftecurve kinderen in genoemde maanden vooral in de
  periode 1696-1725, een dramatische spits 132. Evenals op
  het platteland 133 neemt de najaarssterfte in de loop van de
  18de eeuw af, terwijl de voorjaarssterfte belangrijker wordt:
  juni, juli, augustus
  september, oktober, november
  december, januari, februari
  maart, april, mei
  
  1696-1725
  
  1726-55
  
  1756-95
  
  2 17 ,0
  379,0
  2 10 ,5
  19 3,5
  
  207,5
  356,0
  2 14 ,0
  
  236,0
  289,0
  242,0
  232,5
  
  222,5
  
  Uit de studie van de seizoenvariaties der kindersterften
  volgens leeftijd in de laatste decennia van de 18de eeuw
  een bevalling meebrengt toegeschreven moet worden (D . Dalle,
  Veume-Ambacht, p. 16 3 ).
  130 . Hierboven blz. 74.
  1 3 1 . Onvolledige opgave van de kindersterften, zie hierboven blz.
  96.
  13 2 . In Luik valt het maximum aantal sterften in augustus en
  september (E . Hélin, a.w., p. 2 19 ). D it is ook het geval in Auneuil
  en Mauy (P . Goubert, a.w., grafiek 5 1 ).
  133. D. Dalle, Veurne-Ambacht, p. 159.
  blijkt dat voor de kinderen ouder dan 1 jaar, de maximumsterfte in het voorjaar valt en dat de zuigelingensterfte
  — 67 % van de kinderen die in de periode 1776-95 over­
  lijden zijn jonger dan 1 jaar — aan de basis lag van de
  najaarsspits 134.
  j
  — 1 maand
  1 à 12 m.
  + 1 jaar
  
  f
  m
  a
  m
  j
  j
  a
  s
  o n d
  84 75 42 86 63 50 77 84
  14 4 12 5 100 70
  83 65 74 80 55 74 63 13 8
  146 55
  90 77
  6 1 97 10 2 1 4 1 98 45 7 1 90
  93 83
  74 45
  
  Grafiek X V.
  Kindersterften 1776-95.
   — 1 maand -----------; 1 à 12 m aanden---------- ; + 1 jaar
  
  De zuigelingensterfte was trouwens zeer hoog. Berekend
  per duizend levendgeborenen bekomen wij voor de stad
  de coëfficiënt 305
  
  135 tegenover 244
  
  voor het platte­
  
  land. De zuigelingensterfte in de stad is als volgt verdeeld :
  jongens
  
  meisjes
  
  totaal
  
  — 1 maand
  1 à 12 maanden
  
  13 3 %o
  19 2 %o
  
  84
  198 %o
  
  HO %o
  19 5 %o
  
  Totaal
  
  325 %o
  
  282
  
  305 %o
  
  134 . Gegevens voor St.-Walburga 1776-95, voor St.-Niklaas 17 8 1­
  95 en voor St.-Denijs 1776-92 en 179 5. In dezelfde periode bedroeg
  de zuigelingensterfte op het platteland 59 % van het totaal aantal
  kindersterften (D . Dalle, Veurne-Ambacht, p. 14 6 ).
  13 5 . Voor de periode 1782-92: 3 16 % o (zie D. Dalle, Volkstel­
  ling 1796, p. 13 8 ).
  Evenals op het platteland is het hogere sterftecijfer on­
  der de zuigelingen van het mannelijke geslacht bepaald door
  de grotere sterfte onder de jongens in de leeftijdsklasse
  — 1 maand. Het is trouwens de hogere zuigelingensterfte
  en vooral dan de endogene sterfte onder de jongens die het
  mannelijke overwicht in de kindersterfte bepaalt. De sterfte
  onder de 10 2 2 kinderen gestorven in de hier beschouwde
  periode en waarvan wij het geslacht en de leeftijd bij over­
  lijden kennen is als volgt verdeeld :
  
  — 1 maand
  1 à 12 m.
   + 1 jaar
  Totaal
  
  jongens
  158
  227
  163
  548
  
  meisjes
  90
  212
  
  172
  474
  
  verhouding
  176/100
  107/100
  94/100
  116/100
  
  Het minder belangrijk worden van de najaarsspits kin­
  dersterften in de loop van de 18de eeuw, die wij hierboven
  vaststelden 136 kan het gevolg zijn van een afname van de
  zuigelingensterfte. De opzoekingen van Goubert 137 voor
  Auneuil en Mauy wijzen in deze richting. Goubert meent de
  vastgestelde daling te kunnen verklaren door een lichte voor­
  uitgang van de hygiënische verzorging waardoor het aantal
  gevallen van entero-colitis afnam. Steunend op de door ons
  voor het platteland verzamelde gegevens menen wij de da­
  ling van de zuigelingensterfte aan het teruglopen van de
  endogene sterfte te mogen toeschrijven 138. Zoals men weet
  zijn de oorzaken van deze sterfte reeds vóór de geboorte,
  hetzij bij de moeder, hetzij bij het kind aanwezig. Het min­
  der veelvuldig voorkomen van ziekten die op de vrucht in­
  werken kan, naast de door Goubert vermelde oorzaken, een
  rol gespeeld hebben.
  136. Hierboven blz. 107.
  137. P. Goubert, a.w., p. 67, grafieken 47 en 48, stelde een ver­
  mindering van de zuigelingensterfte vast naar het einde van de
  eeuw toe. De sterkte van de zuigelingensterfte hangt af van de ge­
  zondheid van de streek. (Ibidem , p. 40).
  138. D. Dalle, Veurne-Ambacht, p. 143-144: 1716-55 1756-95
  endogene sterfte 86 %o 82%o
  1 à 12 m. 160¾}
  161¾}
  
  D
  
  e
  
  s t e r f t e
  
  n a a r
  
  d e
  
  l e e ft i jd.
  Tussen 1776 en 1795 is de leeftijd van 5 2 9 /6 1 7 volwas­
  sen mannen en van 5 4 6 /6 2 7 volwassen vrouwen gekend.
   Deze sterften zijn als volgt over de verschillende leeftijds­
  klassen verdeeld 139 :
  
  leeftij-d
  12 - 14
  15 - 19
  20 - 24
  25 - 29
  30 - 34
  35 - 39
  40 - 44
  45 -49
  50 - 54
  55 - 59
  60 en meer
  
  Mannen
  II
  I
  —
  9
  —
  24
  40
  1
  22
  5
  20
  14
  8
  26
  30
  18
  27
  9
  34
  15
  36
  17
  101
  73
  274 255
  
  Vrouwen
  I
  II
  —
  10
  —
  29
  1
  29
  12
  16
  17
  8
  25
  11
  35
  7
  25
  13
  30
  15
  23
  23
  62
  155
  230
  316
  
  Deze cijfers 140 krijgen slechts betekenis als men ze ziet in
  fu n ctie van d e le e ftijd s o p b o u w van d e b e v o lk in g . H ie r to e
  
  139. De gegevens betekenen: I gehuwd, II ongehuwd.
  140. E. Hélin, a.w., pp. 227-228 deelt in zijn werk de sterfte
  naar leeftijd mee voor de parochie Saint Christophe (1766-1793)
  (2022 sterfgevallen). Vergelijken wij de verdeling dezer sterfgeval­
  len over de verschillende leeftijdsgroepen m et de verdeling van
  2097 sterfgevallen (kinderen inbegrepen) te Veurne:
  Veurne
  Luikse par.
  %
  
  %
  
  — 1 maand
  248
  11,8
  280
  14,9
  — 12 maanden 687
  32,8
  501
  26,6
  — 12 jaar
  1022
  48,8
  942
  50,1
  982
  — 15 jaar
  1041
  49,7
  52,0
  — 20 jaar
  1094 52,2 1022
  53,9
  1220
  58,2 1119
  — 30 jaar
  59,0
  65,2 1202
  — 40 jaar
  1349
  63,4
  — 50 jaar
  72,2 1293
  1513
  68,2
  — 60 jaar
  1706
  81,4 1418
  75,0
  + 60 jaar
  2097 100,0 1896 100,0
  leeftijd onbekend).
   In beide gevallen bedraagt het aantal kindersterften ongeveer
  van het totaal aantal sterften. De endogene sterfte was in de
  Luikse parochie belangrijker dan te Veume, de totale zuigelingen­
  
  vergelijken wij ze met de verhouding gehuwden - ongehuwden zoals wij die kennen uit de volkstelling van 1796 141.
  leeftijd
  12 - 14
  15 - 19
  20 - 24
  25 - 29
  30 - 34
  35 - 39
  40 - 44
  45 - 49
  50 - 54
  55 - 59
  60 +
  
  I
  
  a
  —
  —
  19,0
  51,0
  52,5
  61,5
  68,5
  72,5
  62,5
  50,0
  56,5
  
  Mannen
  b
  —
  —
  2,5
  18,5
  41,0
  76,0
  62,5
  75,0
  69,0
  68,0
  
  58,0
  
  a
  
  II
  
  b
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  81,0
  49,0
  47,5
  38,5
  31,5
  27,5
  37,5
  50,0
  43,5
  
  97,5
  81,5
  59,0
  24,0
  37,5
  25,0
  31,0
  32,0
  42,0
  
  I
  
  Vrouwen
  
  a
  b
  — —
  — —
  15,0 3,5
  42,0 43,0
  68,0
  
  68,0
  
  71,0 70,0
  55,5 83,0
  45,0 66,0
  60,0 66,0
  35,0 50,0
  22,0 28,5
  
  a
  
  II
  
  b
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  85,0
  58,0
  32,0
  29,0
  44,5
  55,0
  40,0
  65,0
  78,0
  
  96,5
  57,0
  32,0
  30,0
  17,0
  34,0
  34,0
  50,0
  71,5
  
  Uit bovenstaande tabellen menen wij te mogen afleiden 142
  dat de sterftekansen bij de ongehuwde mannen van 20 tot
  34 jaar groter waren dan bij de gehuwde mannen. In de
  andere leeftijdsklassen zijn de sterftekansen bij de gehuw­
  de mannen over ’t algemeen groter dan bij de ongehuwden.
   Bij de vrouwen zijn de sterftekansen in de leeftijdsgroepen
  25 tot 39 jaar gelijk. In de oudere leeftijdsklassen zijn de
  sterftekansen bij de gehuwde vrouwen groter dan bij de
  ongehuwde. Uit de vergelijking van de sterftekansen bij de
  gehuwde mannen en de gehuwde vrouwen blijkt een grote­
  re mortaliteit bij de gehuwde vrouwen van 25-29 jaar dan
  
  sterfte daarentegen was belangrijker te Veurne. Bij de volwassenen
  w ordt de leeftijdsgroep 20-29 jaar in ongeveer gelijke mate getrof­
  fen. De leeftijdsklassen 30-59 jaar worden te Veurne in sterkere
  mate getroffen dan in de Luikse parochie. H et verschil houdt on­
  getwijfeld verband met de sterkere bezetting van de oudste leef­
  tijdsklasse te Luik (7 à 9% cnf. E. Hélin, a.w., p. 96) dan te
  Veurne (296, zie D. Dalle, Volkstelling 1796, p. 140-141).
  141. Voor de volkstelling van 1796 zie D. Dalle, a.w. De gege­
  vens betekenen I gehuwd, II ongehuwd, a: percentage (on)gehuwden per leeftijdsklasse, b: percentage overledenen per leeftijdsklasse.
  142. De vergelijking van de verdeling der sterften in de periode
  1776-95 tóet de bevolkingsopbouw in 1796 is slechts een hulpmid­
  del daar de leeftijdsopbouw in laatstgenoemd 1 jaar reeds beïnvloed
  werd door de sterfte in de hier beschouwde periode.
  bij de mannen van dezelfde leeftijdsklasse 143. D e gevaren
  die een eerste bevalling meebrachten zijn hier ongetwijfeld
  niet vreemd aan 144. O ok in de leeftijdsklassen 40-44 en 45­
  49 jaar zijn de sterftekansen bij de vrouwen groter dan bij de
  mannen. De moeilijkheden in verband met het intreden van
  de menopause verklaren ongetwijfeld dit laatste verschijn­
  sel 145.
   Hierboven 146 wezen wij er op hoe de sterftecrises van het
  einde van de 17de en het begin van de 18de eeuw een
  flinke bres sloegen in de levenwekkende groep. Alhoewel het
  niet mogelijk is de gegevens die wij voor genoemd tijdperk
  verzamelden te vergelijken met de gegevens voor het einde
  van de 18de eeuw, blijkt toch dat ook in laatstgenoemd
  tijdperk de levenwekkende groep in niet onbelangrijke mate
  door de dood getroffen werd : 115 /54 6 d.i. 21 % van de
  overleden volwassen vrouwen, 137/529 d.i. 26 % van de
  overleden volwassen mannen behoren tot bedoelde groep 147.
  143. P. Goubert, a.w., p. 37 wijst er op dat de ontbinding der
  huwelijken in de eerste twee jaar na het huwelijk in hoofdzaak
  door het afsterven van de vrouw veroorzaakt werd; de ontbinding
  der (huwelijken in het 10de tot het 14de jaar na het huwelijk, vooral
  door de dood van de man.
  144. D. Dalle, De bevalling, een pijnlijk en gevaarlijk godsge­
  richt? (Album Jan De Cuyper, in Verslagen en mededelingen van
  De Leiegouw, VIII-1966-afl. 1 , pp. 117-123).
  145. In onze studie over de bevolking van de stad en kasselrij
  Veurne in 1796 (p. 134, noot 1 ) berekenden wij voor de stad de
  sterftecoëfficiënt. voor iedere leeftijdsklasse. Wij bekwamen volgend
  resultaat (% o) :
  Mannen
  Vrouwen
  12-14
  5,4
  7,0
  15-19
  12,0
  8,0
  20-24
  32,0
  9,0
  25-29
  9,0
  8,5
  30-34
  13,0
  11,0
  35-39
  18,0
  14,0
  4044
  20,0
  25,0
  45-49
  24,0
  28,0
  41,0
  50-54
  32,0
  55-59
  56,0
  37,0
  60 +
  100,0
  93,0
  Wij vestigden er de aandacht op dat de hogere coëfficiënten bij de
  mannelijke leeftijdsgroepen 15-24 jaar het gevolg zijn van valse aan­
  giften om trent de bevolkingssterkte van deze groepen.
  146. Blz. 72-74.
  147. Gehuwde vrouwen 20-49 jaar - gehuwde mannen 20-54 jaar.
   H
  
  e t
  
  n a tu u r lijk
  
  a c c r e s c i jfe r.
  Slechts voor de tweede helft van de 18de eeuw beschik­
  ken wij over het nodige cijfermateriaal om het natuurlijk
  accres te berekenen :
  
  1756-65
  1766-75
  1776-85
  1786-95
  
  sterften
  1063
  1112
  
  1217
  1247
  
  geboorten
  1090
  1257
  1241
  1334
  
  accres
  1 0 2 /1 0 0
  
  113/100
  103/100
  107/100
  
  Was het geboorteoverschot zeer klein in de tweede helft
  van de 18de eeuw, in de eerste helft van de eeuw was het
  heel zeker deficitair. Dit blijkt voldoende uit de vergelijking
  van het aantal geboorten met de niet volledige gegevens be­
  treffende het aantal sterften :
  
  1586
  1215
  1391
  1402
  1372
  
  1706-15
  1716-25
  1726-35
  1736-45
  1746-55
  
  1431
  1416
  1381
  1270
  1090
  
  — 155
  + 301
  — 10
  — 132
  — 282
  
  Bovenstaande cijfers tonen voldoende aan dat ook een
  kleine stad, zonder aanvoer van nieuw bloed, moeilijk kon
  bestaan 148.
  De
  
  w i s s e l w e r k in g
  
  t u s s e n
  
  d e
  
  v e r s c h i l le n d e
  
  d e m
  
  o g r a f is c h e
  
  v e r s c h i jn s e l e n.
  Bij het bestuderen van de trendbeweging van de concep­
  tie- en stérftecurve volwassenen valt het op hoe evenals op
  het platteland, de golven van beide curven zich tussen 1650
  en 1750 in tegengestelde zin ontwikkelen. Op het ogenblik
  dat het aantal sterften afneemt stijgt het aantal concepties,
  terwijl ieder stijging van de sterftecurve gepaard gaat met
  
  Deze groepen vertegenwoordigen in 1796 respectievelijk 29% van
  de vrouwelijke bevolking en 38% van de mannelijke bevolking.
   148. Over de belangrijkheid van de inwijking te Veurne, zie onze
  studie over de volkstelling van 1796, pp. 131-134.
  Grafiek
  
  X V I.
  Grafiek X V II.
  een daling van de conceptiecurve I49. Na 1750 verlopen bei­
  de curven slechts tussen 1764 en 1778 en na 1783 in tegen­
  gestelde zin.
  De samenhang tussen beide reeksen verschijnselen blijkt
  ook uit grafieken X V I & X V II die de procentuele afwij­
  king tussen de oorspronkelijke gegevens en de voortschrij­
  dende gemiddelden weergeven. Tijdens periodes van grote
  sterfte evolueert de conceptiecurve op een lager, tijdens pe­
  riodes van geringe sterfte, op een hoger niveau. De jaren
  met maximum sterfte zijn over ’t algemeen jaren met een
  minimum aantal concepties 15°.
  Uit de evolutie van de huwelijkscurve — op dezelfde gra­
  fiek — blijkt dat enkele zeer belangrijke inzinkingen van
  de conceptiecurve in jaren van grote sterfte, o.a. 1657, 1677,
  1692, 1718 en 1726, samenvallen met een spectaculaire
  vermindering van het aantal huwelijken. Anderzijds stel­
  len wij vast dat tussen 1678 en 1681 bv. de huwelijkscurve
  op een hoog, de conceptiecurve op een laag niveau evolueert
  en verder dat de inzinking van de conceptiecurve in 1724
  en 1747 in jaren met maximum aantal huwelijken valt.
  Deze vaststellingen wijzen er op dat de invloed van de
  nieuw afgesloten huwelijken op de conceptiecurve geringer
  was dan de invloed van de sterfte op de conceptiecurve 151.
  Alhoewel minder duidelijk dan op het platteland blijkt
  
  149. Alhoewel onze gegevens (sterften) onvolledig zijn, menen
  wij ook vóór 1650 de hierboven vastgestelde correlatie tussen beide
  reeksen verschijnselen terug te vinden: tussen 1634 en 1641 is de
  trend van de sterftecurve dalend, de trend van de conceptiecurve
  stijgend. Tijdens de belangrijke sterftegolf van 1642-49 daalt het
  aantal concepties.
  150. Belangrijke sterftespitsen : 1646, 1657, 1740, 1747.
   D ieptepunten conceptiecurve: 1646, 1657, 1740, 1747.
  M inder belangrijke sterftespitsen: 1651, 1662, 1666, 1680, 1684,
  1700-01, 1724, 1726.
  Inzinkingen conceptiecurve : 1651, 1662, 1666, 1680, 1684, 1700­
  01, 1724, 1726. In enkele gevallen valt het minimum aantal
  concepties een jaar voor de sterftespits een maximum bereikt:
  1677 (1678), 1692 (1693), 1718 (1719).
  151. Cnf. P. Goubert, a.w., p. 50. Hij komt tot dezelfde vast­
  stelling.
  dat ook in de stad, de huwelijkscurve in sterke mate door
  de sterfte onder de volwassenen beïnvloed werd.
  Op grafieken X V I & X V II kan men vaststellen dat tus­
  sen 1646 en 1755 de stijging van het aantal sterften het jaar
  er op door een stijging van het aantal huwelijken 152, de ver­
  mindering van het aantal sterften door een daling van het
  aantal huwelijken gevolgd wordt 153.
  De samenhang tussen beide reeksen verschijnselen wordt
  evenwel in diverse gevallen gestoord. Dit is o.m. het geval
  in 1692 wanneer midden de sterftecrisis 1689-1693, een
  plotse inzinking van het aantal huwelijken genoteerd wordt.
  Het oogstjaar 1692 is, dit is voldoende geweten, een crisis­
  jaar. Ongetwijfeld schrikte de duurte van het broodgraan
  de huwelijkscandidaten af en werden verschillende geplande
  huwelijken uitgesteld (spits 1693).
  De graancrisis van 1692 is niet de enige crisis die tot
  uitstel van huwelijken aanleiding gaf. De plotse inzinking
  van de huwelijkscurve in 1709 gevolgd door een belangrijke
  stijging van het aantal huwelijken in het daaropvolgend jaar,
  moet eveneens in verband gebracht worden met de duurte
  van het broodgraan. De dieptepunten van de huwelijkscurve
  in 1650, 1661, 1674, 1698, 1713 en 1739 kunnen ver­
  klaard worden door de cumulatieve invloed van de evolutie
  van de sterftecurve (inzinking sterftecurve) en van de evo­
  lutie van de graanprijzen (duur tejaren).
   Enkele dieptepunten van de huwelijkscurve vallen even­
  wel noch één jaar na een dieptepunt van de sterftecurve,
  noch tijdens een graancrisis. Dit is o.m. het geval in 1657
  en 1683 154.
  152. Sterftespits : 1646, 1657, 1666, 1678, 1689, 1700, 1707,
  1718, 1740-41, 1754.
  Huwelijksspits: 1647, 1658, 1667, 1679, 1690, 1701, 1708, 1719,
  1741-42, 1755.
  153. Dieptepunt sterfte: 1650, 1660-61, 1674, 1717-18, 1726. Diep­
  tepunt huwelijken: 1649, 1659-60, 1673, 1716-17, 1725.
  154. 1683 valt samen met het dieptepunt van de sterftecurve
  waar men het dieptepunt van de huwelijkscurve normaal een jaar
  later zou verwachten.
  Laatstgenoemde oogstjaren waren zeer harde jaren voor
  de bevolking van Veurne en Veurne-Ambacht. In 1657
  dreef het verblijf van de troepen van de prins van Condé in
  het gebied ten westen van de Lovaart en ten zuiden van de
  Ijzer, en het verblijf van de soldaten van de hertog van
  York rond de stad Veurne, de bevolking op de vlucht. De
  winter 1657-58 was daarenboven «den coutsten winter die
  men in langen tijd doorsien had» 155. In oktober 1683 werd
  een sterk Frans garnizoen ( 2000 man ) bij de inwoners van
  Veurne ingekwartierd. Ze bleven er tot einde april 1684
  om de bevolking van stad en omliggende te beschermen.
   Op 16 december 1683 verklaarde Spanje de oorlog aan
  Frankrijk. O ok de winter 1683-84 was zeer koud. « ’t Vroor
  soo straf als dat men het van menschens gedencken gesien
  hadt. Vele coeyen ende calveren zijn in de stallen doodt
  gevroosen. Het meerdere deel van de vogels met veel ander
  wilt ende gedierte vergingh. Vele vruchten die op den acker
  stonden vervroosen oock. D e zee is op dese custen zoo verre
  als dat men sien mocht toegevroosen geweest. Daerdoor
  vertrocken de visschen soodanich naer de diepte dat de visschers in langhen tijdt geen conden vangen. Maer degone
  dieder felst bij leeden en wier lot noch meest te beclagen
  was, waren de aerme lantslieden (wiens huysen bij nachte
  verbrant wierden), welcke in de bosschen ende hagen dik­
  wijls half gecleet ende naeckt moesten vluchten, alwaer
  eene menichte er van versteven zijn.» De droogte (van april
  tot augustus 1684 regende het niet) en een rupsenplaag
  in mei 1684 berokkende veel schade aan de veestapel en aan
  de veldvruchten (bonen, erwten, vlas) 156. Dat men in der­
  gelijke omstandigheden liefst het huwelijk tot een latere
  datum verschoof zal wel niemand verwonderen.
  In onze studie over het platteland kwamen wij tot het be­
  sluit dat de sterfte volwassenen althans in de periode 1650-
  
  155. P. Heinderijcx, ]aerboeken van Veurne en Veurnambacht,
  (uitgegeven door E. Ronse), dl. IV, blz. 200-210.
  156. Ibidem, dl. IV, blz. 324-325.
   1750, als het regelend element van de demografische ontwik­
  keling moet beschouwd worden en dat de graancrises een
  eerder geringe invloed op de ontwikkeling van de demo­
  grafische curven uitoefenden. Kan dit besluit voor de stad
  gehandhaafd blijven ? De correlatie tussen de evolutie van
  de sterftecurve volwassenen en de conceptiecurve ( negatief )
  enerzijds, de huwelijkscurve (positief) anderzijds kan niet
  geloochend worden. De correlatie tussen overlijdens- en hu­
  welijkscurve wordt zoals hierboven aangetoond, slechts ver­
  stoord in jaren van beproeving. Onderzoeken wij thans of
  in de stad, de graancrises, de sterfte- en conceptiecurven
  sterker beïnvloed hebben dan op het platteland.
  Tussen 1645 en 1744 noteren wij zowel in Vlaanderen
  en Wallonië als in Frankrijk negen grote graancrises. De
  crises van 1647-51 (max. 1651), 1660-62 (max. 1661),
  1690-94 (max. 1692), 1708-10 (max. 1709) en 1738-41
  (max. 1740) moeten als de zwaarste beschouwd worden 157.
  In Veurne valt de graancrisis van 1690-94 samen met een
  sterftecrisis en noteren wij tijdens de graancrises van 1647­
  51, 1660-62, op het ogenblik dat de graanprijzen in 1651
  en 1661 een maximum bereiken, een niet onbelangrijke
  vermeerdering van het aantal sterften. Tijdens de crisis
  van 1738-41 neemt het aantal sterften aanvankelijk af, maar
  in 1740, op het ogenblik dat de graanprijzen een maximum
  bereiken, stellen wij een belangrijke toename van het aan­
  tal sterften vast 1S8. De graancrisis van 1708-10 valt even­
  wel in een periode van geringe sterfte 159. Dit is eveneens het
  geval voor de niet onbelangrijke stijging der graanprijzen in
  1697-98.
  157. Zie o.a. J. Vermaut, Prijzen van tarwe en rogge te Nieuw­
  poort en gewicht van het brood. (1588-1792), in Dokumenten voor
  de geschiedenis van prijzen en lonen in Vlaanderen en Brabant
  (XVe-XVIIIe eeuw), gepubliceerd onder leiding van Prof. Dr. C.
  Verlinden, Brugge 1959, pp. 67-83.
   158. Aantal sterften volwassenen per oogstjaar: 1736: 67, 1737: 64,
  1738: 59, 1739: 50, 1740: 87, 1741: 89.
  159. Aantal sterften volwassenen per oogstjaar: 1702: 87, 1703: 90,
  1704: 8 6 , 1705: 106, 1706: 142, 1707: 148, 1708: 122, 1709: 77,
  1710; 74,
  
  Een invloed van de graancrisis op de sterfte volwasse­
  nen kan heel zeker niet geloochend worden. Die invloed
  schijnt evenwel eerder beperkt te zijn. Het is in ieder geval
  zo dat de graancrises niet als de voornaamste oorzaak van
  de grote sterftecrises kunnen beschouwd worden. De stij­
  ging van de sterfte tijdens de graancrisis van 1690-94 nam
  reeds in 1689, dus vóór de crisis een aanvang 160. De zeer
  belangrijke sterftecrises van 1645-46 161, 1657 162, 1666-67 16\
  1677-78 164, 1718-1719 165 en de minder belangrijke, maar
  toch niet geringe sterftespitsen van 1700-1701, 1706-1707,
  1711-1712 kunnen in geen geval op rekening van de honger
  geschoven worden.
  Om de invloed van de sterfte enerzijds, van de graancrises
  anderzijds op de conceptiecurve af te wegen ontleedden wij
  de gang van de sterftecurve en van de conceptiecurve per
  drie maanden, enerzijds in periodes van grote sterfte maar
  met normale graanprijzen, anderzijds in periodes van geringe
  sterfte maar met hoge graanprijzen :
  G rote sterfte - normale graanprijzen : 1645-1646, 1657­
  1658, 1666-1667, 1677-1678, 1706-1707 en 1718-1719.
  In al deze gevallen stelden wij een duidelijke negatieve
  correlatie vast tussen sterfte- en conceptiecrisis.
  Geringe sterfte - hoge graanprijzen : 1698 en 1708-1709.
   De ontleding van de evolutie van de sterfte- en concep­
  tiecurve tijdens de grote crisis van 1708-1709 geeft volgend
  beeld : de inzinkingen van de conceptiecurve in de maan-
  
  160. Aantal sterften volwassenen per oogstjaar: 1685: 62, 1686: 96,
  1687: 83, 1688: 93, 1689: 153, 1690: 163, 1691: 158, 1692: 150,
  1693: 173, 1694: 98, 1695: 57, 1696: 41.
  161. H et aantal sterften volwassenen per oogstjaar stijgt van ge­
  middeld 44 in 1642-44 tot 186 in 1645-46.
  162. H et aantal sterften volwassenen is in 1657 ongeveer twee­
  maal zo hoog als in 1654-55 (gemiddeld 32).
  163. 1666-67: gemiddeld 44 - 1662-65: gemiddeld 78.
  164. In genoemde jaren is het aantal sterften tweemaal zo hoog
  als in niet-crisisjaren.
  165. In 1719 ongeveer driemaal meer sterften dan in 1716-17.
  den februari - april 1709 en november 1709 - januari
  1710. Deze inzinkingen kunnen op rekening van de graancrisis geschoven worden. O ok tijdens de minder specta­
  culaire graancrisis van 1698 stellen wij in februari - april
  een inzinking van de conceptiecurve vast die niet door
  de sterfte kan veroorzaakt zijn.
  In 1692-93 kan de inzinking van de conceptiecurve in
  augustus en oktober 1693 aan de cumulatieve werking van
  sterfte- en graancrisis toegeschreven worden.
  Uit bovenstaande ontleding menen wij te mogen afleiden :
  — dat een zekere invloed van de graancrisis op de gang
  van de conceptiecurve niet kan geloochend worden.
  — dat de invloed van de sterfte op de gang van de concep­
  tiecurve belangrijker was dan die van de graancrises.
   De vraag is evenwel in hoever de inzinkingen van de
  conceptiecurve in periodes van sterfte het gevolg zijn van
  de bres die tijdens een sterfte-epidemie in de vruchtbare
  groep geslagen wordt 166 en ( o f ) in hoever ze het gevolg
  zijn van een daling van de effectieve vruchtbaarheid in be­
  doelde periodes. Het antwoord op deze vraag veronderstelt
  de kennis van de jaarlijkse schommelingen van de effectieve
  vruchtbaarheid.
  D
  
  e
  
  v a r ia tie s
  
  v a n
  
  d e
  
  v r u c h t b a a r h e id.
  Om de schommelingen van de vruchtbaarheid na te gaan
  spoorden wij alle in de oogstjaren 1689 tot 1709 effectief
  vruchtbare gehuwde vrouwen in de parochieregisters op en
  berekenden wij het aantal kinderen dat door deze vrouwen
  binnen het oogstjaar geconcipieerd werd. De biologisch be­
  perkte duur van de vruchtbaarheid en de sterfte binnen de
  vruchtbare groep brengt mee dat ieder jaar een aantal vrou­
  wen geëlimineerd wordt. Ieder jaar ook wordt een nieuwe
  groep vruchtbare gehuwde vrouwen ingeschakeld. Van deze
  laatste kennen wij slechts in een beperkt aantal gevallen
  
  de huwelijksdatum. In de overige gevallen ontsnapt ons het
  ogenblik waarop ze te Veume tot de groep effectief vrucht­
  bare gehuwde vrouwen gaan behoren 167. Hiermee rekening
  houdend hebben wij de gegevens in drie categorieën gerang­
  schikt :
  — A. kinderen in het betrokken oogstjaar geconcipieerd
  door vrouwen die reeds vruchtbaar waren vóór het
  betrokken oogstjaar,
  — B. kinderen in het betrokken oogstjaar geconcipieerd
  door voor het eerst vruchtbare vrouwen (huwelijks­
  datum gekend),
  — C. kinderen in het betrokken oogstjaar geconcipieerd
  door vrouwen die voor het eerst in de parochieregisters van Veurne als gehuwd vermeld worden en
  waarvan noch de huwelijksdatum noch de datum
  van inwijking gekend is.
   De sterkte van laatstgenoemde groep berekenden wij
  d o o r toepassing van dezelfd e vru ch tb aa rh eidscoëfficiën t als
  reeks B 168
  A
  oogstj . a
  1689
  180
  1690
  180
  1691
  165
  1692
  176
  1693 169
  1694 169
  1695
  211
  1696
  233
  
  B
  
  Totaal
  
  C
  
  b
  79
  96
  82
  72
  
  c
  0,44
  0,53
  0,49
  0,40
  
  a
  18
  30
  33
  6
  
  b
  12
  25
  24
  4
  
  c
  0,66
  0,83
  0,73
  0,66
  
  a
  48
  19
  42
  41
  
  b
  32
  16
  
  a
  246
  229
  240
  223
  
  b
  123
  137
  137
  103
  
  31
  27
  
  92
  119
  
  0,43
  0,51
  
  19
  31
  
  10
  19
  
  0,52
  0,61
  
  92
  47
  
  48
  
  322
  
  150
  
  29
  
  311
  
  167
  
  C
  
  0,50
  0,60
  0,57
  0,46
  
  0,47
  0,53
  
  167. Huwelijken buiten Veurne afgesloten. Deze vrouwen kun­
  nen zowel onmiddellijk na hun huwelijk naar Veurne gekomen zijn
  als later.
  168. De gegevens betekenen: A, B, C de drie in de tekst ver­
  melde categorieën; a: aantal vruchtbare vrouwen, b: aantal concep­
  ties (kinderen geconcipieerd door de vrouwen vermeld onder a),
  c: vruchtbaarheidscoëfficiënt.
  169. Daar het geboorteregister van de St.-Denijsparochie over
  1695 ontbreekt konden wij de vruchtbaarheidscoëfficiënt voor de
  jaren 1693 en 1694 niet berekenen.
   1697
  1698
  1699
  1700
  1701
  1702
  1703
  1704
  1705
  1706
  1707
  1708
  1709
  
  246
  256
  241
  226
  226
  230
  217
  218
  213
  206
  200
  194
  192
  
  111
  129
  111
  106
  94
  129
  102
  108
  108
  91
  96
  100
  89
  
  0,45
  0,50
  0,46
  0,47
  0,41
  0,56
  0,47
  0,49
  0,50
  0,44
  0,48
  0,51
  0,47
  
  23
  13
  18
  19
  28
  28
  29
  26
  27
  22
  28
  32
  27
  
  14
  9
  12
  10
  20
  17
  23
  20
  16
  16
  16
  19
  18
  
  0,60
  0,69
  0,66
  0,52
  0,71
  0,60
  0,79
  0,77
  0,59
  0,73
  0,57
  0,59
  0,66
  
  55
  43
  45
  56
  25
  25
  26
  30
  32
  30
  32
  19
  32
  
  33
  30
  30
  29
  18
  15
  21
  23
  19
  22
  18
  11
  21
  
  324
  312
  304
  301
  279
  283
  272
  274
  272
  258
  260
  245
  251
  
  158
  168
  153
  145
  132
  161
  146
  151
  143
  129
  130
  130
  128
  
  0,49
  0,54
  0,50
  0,48
  0,47
  0,57
  0,53
  0,55
  0,53
  0,50
  0,50
  0,53
  0,51
  
  Berekend over de periode 1689-1709 bedraagt de vrachtbaarheidscoëfficiënt in reeks A, 0,48 wat overeenkomt met
  een interval van 25 maanden tussen twee opeenvolgende ge­
  boorten. Het gemiddelde 0,66 in reeks B komt overeen met
  een interval van 18 maanden tussen huwelijk en eerste ge­
  boorte 17°.
  Uit bovenstaande gegevens blijkt voldoende dat de vrucht­
  baarheid van de hele gemeenschap (totaal) in hoofdzaak
  door de vruchtbaarheid van de reeds gevestigde paren ( reeks
  A ) bepaald wordt maar positief beïnvloed wordt door de
  vruchtbaarheid van de nieuw gevormde paren. Vergelijken
  wij de hierboven berekende vruchtbaarheidscurve (totaal)
  met de evolutie van de conceptiecurve (procentuele afwij­
  king ten opzichte van de trend) dan blijkt dat beide curven
  parallel evolueren : iedere daling van de vruchtbaarheidscoëfficiënt gaat gepaard met een inzinking van de concep­
  tiecurve.
  170.
   Deze interval is groter dan de hierboven blz. 75 berekende
  daar meerdere eerste geboorten die zich voordoen tussen de 10 de
  en de 16de maand na het huwelijk, niet in het betrokken oogstjaar
  geconcipieerd werden. Vb. huwelijk juli 1690 - geboorte mei 1691
  (interval 10 maanden): het huwelijk valt in het oogstjaar 1689 de conceptie in het oogstjaar 1690. De conceptie komt op rekening
  van de reeds gevormde paren (reeks A ). Deze verschuiving ver­
  klaart meteen het feit dat de gemiddelde interval in de reeks A
  slechts 25 m. bedraagt tegenover 25,8 m. zoals hierboven blz. 77,
  berekend.
  Grafiek X V III.
  De inzinkingen van beide curven in 1700-1701 en 1706­
  1707 vallen in periodes van grote sterfte (volwassenen).
  De inzinkingen in 1692 en 1709 vallen in jaren van hoge
  graanprijzen. Terwijl laatstgenoemde graancrisis in een pe­
  riode van geringe sterfte optreedt, valt eerstgenoemde graan­
  crisis midden in een periode van grote sterfte. In 1697 no­
  teren wij een lichte opflakkering van het aantal sterften.
  De inzinkingen van 1695 en 1703 tenslotte vallen in perio­
  des van geringe sterfte en lage graanprijzen. Uit bovenstaan­
  de blijkt voldoende dat graancrisis en sterfte (lees ziekte)
  de vruchtbaarheid negatief beïnvloed hebben.
  De studie van de vruchtbaarheid van de reeds gevormde
  paren wier sociaal statuut wij kennen zal ons inzicht in het
  probleem verdiepen 171.
  171.
  Wij beperken ons hier tot de vruchtbaarheid van de reeds
  gevormde paren (vgl. reeks A, tabel blz. 122) omdat het jaarlijks
  aantal nieuw gevormde paren wier sociaal statuut wij kennen te
  gering is om betrouwbare gegevens te verkrijgen. Wij herinneren
  er aan dat de vruchtbaarheid van de reeds gevormde paren bepalend
  is voor de vruchtbaarheid van de hele gemeenschap (zie blz. 123).
  Voor de betekenis van de gegevens a, b, c, zie voetnoot 168.
   Vruchtbaarheidscoëfficiënten van de reeds gevormde paren
  wier sociaal statuut wij kennen.
  Klasse I
  oogstj.
   Klasse II
  
  Klasse III
  
  Totaal
  
  a
  
  b
  
  c
  
  a
  
  b
  
  c
  
  a
  
  b
  
  c
  
  a
  
  b
  
  c
  
  1688
  27
  1689
  31
  1690
  30
  1691
  27
  1692
  30
  1693 172
  1694
  1695
  37
  1696
  47
  1697
  50
  1698
  48
  1699
  47
  1700
  55
  1701
  61
  1702
  61
  1703
  63
  1704
  64
  1705
  61
  1706
  59
  1707
  54
  1708
  54
  1709
  58
  
  8
  11
  15
  15
  10
  
  0,30
  0,35
  0,50
  0,55
  0,33
  
  34
  43
  42
  36
  34
  
  20
  12
  20
  16
  16
  
  0,58
  0,28
  0,48
  0,44
  0,47
  
  57
  40
  43
  46
  44
  
  33
  18
  26
  27
  23
  
  0,58
  0,45
  0,60
  0,58
  0,52
  
  118
  114
  115
  109
  108
  
  61
  41
  61
  58
  49
  
  0,51
  0,36
  
  9
  26
  22
  18
  22
  25
  28
  30
  28
  
  0,24
  0,55
  0,44
  0,37
  0,46
  0,45
  0,46
  0,49
  0,44
  0,50
  0,46
  0,49
  
  42
  45
  47
  45
  43
  45
  47
  50
  49
  
  13
  28
  24
  22
  20
  23
  19
  25
  22
  
  0,31
  0,62
  0,51
  0,49
  0,46
  0,51
  0,40
  0,50
  
  27
  29
  23
  33
  19
  18
  15
  23
  16
  
  51
  47
  47
  
  26
  25
  20
  
  37
  32
  32
  
  0,45
  0,45
  0,36
  
  48
  47
  49
  
  21
  24
  27
  
  0,43
  0,51
  0,55
  
  17
  19
  15
  15
  18
  18
  
  0,51
  0,55
  0,44
  0,65
  0,47
  0,53
  0,47
  0,64
  0,44
  0,46
  0,59
  0,47
  0,50
  0,62
  0,60
  
  132
  145
  149
  144
  130
  134
  140
  147
  148
  152
  140
  138
  132
  
  49
  
  0,41
  0,51
  0,53
  0,42
  
  53
  53
  52
  51
  40
  34
  32
  36
  36
  
  0,37
  0,57
  0,46
  0,51
  0,47
  0,49
  0,44
  0,53
  0,44
  0,49
  0,51
  0,46
  0,46
  
  32
  28
  29
  25
  25
  21
  
  30
  29
  30
  
  130
  137
  
  83
  69
  73
  61
  66
  62
  78
  66
  75
  72
  64
  61
  67
  66
  
  0,53
  0,53
  0,45
  
  0,51
  0,48
  
  O p te merken valt :
  a. - dat de gemiddelde vruchtbaarheidscoëfficiënt berekend
  over de periode 1688-1709 (0 ,4 8 ) overeenkomt met
  deze hierboven in reeks A berekend.
   b. - dat de gemiddelde vruchtbaarheidscoëfficiënt van de
  verschillende sociale klassen overeenkomt met de el­
  ders in deze studie berekende intervallen tussen de
  opeenvolgende geboorten 173.
  172. Zie voetnoot 169.
  173. Zie hierboven blz. 77. Bij de vergelijking moet rekening
  gehouden worden met wat in voetnoot 170 geformuleerd werd
  Kl. 1
  Kl. II
  Kl. III
  interval
  27,6
  26,0
  23,1
  vruchtbaarh.c.0,45 ( = 26,7) 0,47 ( = 25,5) 0,53 ( = 22,6)
  
  c. - dat de vruchtbaarheidscurve (totaal) parallel verloopt
  met de vruchtbaarheidscurve reeks A hierboven.
  Alhoewel het aantal vruchtbare vrouwen waarop voor de
  verschillende sociale klassen de vruchtbaarheidscoëfficiënt
  berekend werd te gering is om een absolute waarde te hech­
  ten aan de jaarlijkse schommelingen van genoemde coëffi­
  ciënt, vallen toch een paar zaken op. In 1692 en 1709 —
  jaren van abnormaal hoge graanprijzen — zijn de inzinkin­
  gen van de vruchtbaarheidscoëfficiënt bijna uitsluitend be­
  paald door de spectaculaire vermindering van de vruchtbaar­
  heidscoëfficiënt in de laagste sociale klasse. O ok in 1698,
  jaar gekenmerkt door een niet onbelangrijke stijging der
  graanprijzen, is de coëfficiënt in de laagste klasse zeer laag.
  De inzinking van de vruchtbaarheidscoëfficiënt in 1701
  en 1706-1707 -----genoemde jaren worden gekenmerkt door
  een hoog sterftecijfer — zijn hoofdzakelijk bepaald door een
  verminderde vruchtbaarheid van de meer gegoeden. In beide
  meer gegoede klassen daalt de vruchtbaarheidscoëfficiënt
  tot meer dan 10 % onder het gemiddelde. In de laagste klas­
  se blijft de coëfficiënt even boven het gemiddelde 174.
   W ij hebben alle reden om te veronderstellen dat de sterftespits van 1706-07 door de pokken veroorzaakt werd. De
  pastoor van de St.-Niklaasparochie vermeldt in het sterfteregister van zijn parochie in het oogstjaar 1705 175 en nog
  174. Uit de studie van grafiek blz. 124 blijkt dat voor de totale
  bevolking de vruchtbaarheidscoëfficiënt reeds in 1699, op het ogen­
  blik dat de sterftecrisis van 1700-01 aangekondigd wordt, begint
  terug te lopen. Berekenen wij steunend op de gegevens van tabel
  blz.125 de gemiddelde vruchtbaarheid voor de verschillendesociale
  standen over genoemde drie jaren dan bekomen wij :
  I
  II
  III
  0,46
  0,46
  0,49
  afwijking t.o.v. gemid. + 2%
  — 2%
  — 7,5%
  De gemiddelden voor de sterftejaren 1706-1707 zijn :
  0,48
  0,43
  0,48
  afwijking
  + 6,6 %
  — 8%
  — 9%
  175. In genoemd jaar noteren wij een belangrijke stijging van het
  aantal kindersterften. In Pollinkhove worden de pokken reeds in
  
  1704 gesignaleerd (D. Dalle, Veurne-Ambacht, p. 164). In genoemd
  jaar noteren wij op het platteland een sterftespits en een inzinking
  van de conceptiecurve (Ibidem grafiek V Ib ).
  in augustus 1706 bij verschillende sterften als doodsoorzaak
  «ex varioüs». W ij nemen hierbij aan dat het de eerste
  slachtoffers van de epidemie betreft en dat de pastoor, een­
  maal de epidemie algemeen geworden was, het niet meer
  nodig oordeelde de vermelding aan te brengen. W ij kennen
  de verhouding tussen het aantal ziektegevallen en het aantal
  gevallen met dodelijke afloop niet. W ij mogen evenwel ge­
  rust aannemen dat het aantal personen door de ziekte aan­
  getast merkelijk groter was dan het aantal dodelijke geval­
  len, en waar wij weten dat de pokken spontaan abortus
  kunnen veroorzaken, ligt het voor de hand de in 1706-1707
  vastgestelde daling van de vruchtbaarheidscoëfficiënt aan
  een stijgend aantal miskramen toe te schrijven 176.
   W ij kennen de aard van de ziekte niet die aan de basis
  lag van de sterftespits 1699-1701. Er dient evenwel opge­
  merkt dat ook andere ziekten, zoals pneumonie en typhus 177
  spontaanabortus kunnen veroorzaken en dat het bijgevolg
  niet uitgesloten is dat de vastgestelde inzinkingen van de
  vruchtbaarheidscurve ook hier aan een stijgend aantal mis­
  kramen moeten toegeschreven worden.
  Hierboven wezen wij er op dat tijdens de besproken
  sterftecrisisjaren de vruchtbaarheidsindex in de laagste klas­
  se rond het gemiddelde bleef schommelen. Dit betekent niet
  dat de invloed van de ziekte zich niet liet gelden in deze
  klasse. Hij is alleen niet zo duidelijk af te lezen. Houden
  wij er rekening mee dat de zeer lage coëfficiënt van 1698
  (0 ,3 7 ) in verband staat met de duurte van het graan die
  alleen in de laagste klasse de vruchtbaarheid schijnt beïn­
  176. Men weet dat de pokken gevaarlijk zijn zowel voor moeder
  als voor kind. De miskramen worden in de parochieregisters niet
  vermeld. In de registers vonden wij twee gevallen van sterfte van
  zwangere vrouwen, n.l. 29.11.1705 en 27.1.1706 waarvan het kind
  uitgesneden werd. In het eerste geval wordt uitdrukkelijk ver­
  meld dat de vrouw «ex variolis» gestorven is.
  177. B. Lipschitz, Spontanaborlus bei Akuten Infektionskrankhei­
  ten, Lausanne, 1938, blz. 10-11. Mariceau noteerde reeds in 1670,
  «qu’une femme en puissance de la vérole avorte souvent d’un fruit
  corompu» (Cf. D. Dalle, Veurne-Ambacht, p. 118). Dr. Max Simon
  noemt in de 18de eeuw, «la fièvre typhoïde», «la grande endémie
  européenne» (P. Goubert, a.w., p. 73, noot 137).
   vloed te hebben en vergelijken wij de coëfficiënt 1699-1701
  (0 ,4 6 ) alleen met deze van 1702 (0 ,4 9 ) dan wordt de in­
  vloed van de sterftecrisis duidelijker. Hetzelfde geldt voor
  de sterftecrisis 1706-1707. Reeds in 1705, op het ogenblik
  dat de crisis zich begint af te tekenen en de eerste gevallen
  van pokken gesignaleerd worden, daalt de vruchtbaarheid
  in de laagste klasse (0,46 tegenover 0,50 in 1704). De
  coëfficiënt blijft laag (0 ,4 5 ) tot in 1708 178. De zeer lage
  coëfficiënt van 1709 (0 ,3 6 ) is weer in verband te brengen
  met de duurte van het graan.
  Dat tijdens periodes van ziekte de vruchtbaarheid in alle
  klassen daalt blijkt trouwens in 1697. In genoemd jaar no­
  teren wij, zonder dat van een sterftecrisis kan gesproken
  worden, een belangrijke stijging van het aantal sterften vol­
  wassenen, de vruchtbaarheidscoëfficiënt daalt in de laagste
  klasse van 0,55 tot 0,44, in de middengroep van 0,62 tot
  0,51, in de hoogste klasse van 0,55 tot 0,44. Alhoewel wij
  niet tot een dwingende conclusie kunnen komen — voor
  verschillende belangrijke inzinkingen van de vruchtbaarheidscurve kunnen wij geen verklaring vinden 179 — menen
  wij dat bovenstaande berekeningen voldoende aantonen dat
  sommige ziekten en de graancrises de vruchtbaarheid rem­
  den. Terwijl in periodes van ziekte alle klassen door een
  daling van de vruchtbaarheidscoëfficiënt (stijging van het
  aantal miskramen) getroffen worden, werden in periodes
  van graanschaarste alleen de minst gegoeden getroffen. De
  ondervoeding kan bij de vrouwen in deze klasse een secun­
  daire amenorrhoe — een tijdelijk wegblijven van de menstruatiebloedingen — veroorzaakt hebben 18°.
  Het onderzoek van de variaties van de vruchtbaarheids178. De sterfte in de vruchtbare groep blijft zeer hoog tot in 1708
  (zie hierboven blz. 74). In genoemd jaar noteren wij trouwens een
  spits kindersterften.
   179. 1689, 1695, 1703.
  180. In de hongerwinter 1944-45 werden in de Nederlandse steden
  de helft van de Nederlandse vrouwen door een secundaire amenor­
  rhoe getroffen, (zie: P. Goubert, a.w., p. 50). Een andere mogeÜjke
  oorzaak kan het gebruik zijn van door moederkoorn vergiftigd graan.
  coëfficiënt in de periode 1723-1730 bevestigt bovenstaande
  gegevens. Steunend op de communicantenlijsten van 1726 181
  deelden wij de vruchtbare gezinnen van de twee parochies
  waarvoor de lijsten beschikbaar zijn, in twee klassen in en
  berekenden wij de vruchtbaarheid van de reeds gevormde
  paren. Dit gaf volgend resultaat 182 :
  oogstj.
  I
  
  II
  
  III
  
  IV
  
  1723-24
  1724-25
  1725-26
  1726-27
  1727-28
  1728-29
  1729-30
  1730-31
  
  0,48
  0,41
  0,53
  0,37
  0,53
  0,45
  0,58
  0,53
  
  0,48
  0,45
  0,56
  0,34
  0,52
  0,49
  0,47
  0,58
  
  0,48
  0,43
  0,54
  0,35
  0,53
  0,47
  0,53
  0,56
  
  (0,50)
  (0,44)
  (0,53)
  (0,39)
  (0,51)
  (0,47)
  (0,54)
  (0,52)
  
  Merken wij eerst en vooral op dat de vruchtbaarheidscurve «alle gevallen» ( I V ) en deze berekend voor de pa­
  rochiën St.-Niklaas en St.-Denijs ( I I I ) tot 1729 parallel
  evolueren en dat de inzinkingen in 1724-25, 1726-27 en
  1728-29 samenvallen met de inzinkingen van de conceptie­
  curve. De lichte stijging van de graanprijzen in 1725 183
  oefende geen invloed uit op de vruchtbaarheid.
  De spectaculaire inzinking van de conceptiecurve in 1726
  valt samen met een belangrijke daling van de vruchtbaar­
  heidscoëfficiënt. Zowel in 1724 als in 1726 noteren wij
  een niet onbelangrijke stijging van het aantal sterften vol­
  wassenen. De in beide jaren vastgestelde daling van de
  vruchtbaarheidscurve treft zowel de hogere als de lagere
  sociale klassen. De inzinking van de conceptiecurve in 1728
  valt het jaar voor de sterftespits van 1729-1730. In eerst­
  genoemd jaar noteren wij bij beide bevolkingsgroepen een
  daling van de vruchtbaarheid, maar terwijl de vruchtbaar­
  181. Hierboven blz. 56.
   182. De gegevens betekenen: I vruchtbaarhei<kc. lagere klassen,
  II meer gegoede klassen, III totaal (I , II en III betreffen alleen de
  parochies St.-Niklaas en St.-Denijs), IV coëfficiënt berekend voor
  gans de stad en zijn buitenparochies.
  183. J. Vermaut, a.w., p. 76.
  heid van de meer gegoeden in 1729 verder daalt stijgt ze
  in de lagere klassen. In 1730 doet zich het omgekeerde
  voor.
  Keren wij nu terug tot de hierboven gestelde vraag : in
  hoever zijn de vastgestelde inzinkingen van de conceptiecurve het gevolg van de bres die tijdens de sterftecrisis in
  de vruchtbare groep geslagen wordt en in hoever zijn ze
  het gevolg van de variaties van de vruchtbaarheidscoëfficiënt ?
  Vooraf dient opgemerkt dat tussen 1689 en 1709 de ef­
  fectief vruchtbare groep jaarlijks met gemiddeld 23,5 %
  verzwakt 184. Dit verlies wordt veroorzaakt door de sterfte
  in de vruchtbare groep, de uitwijking van vruchtbare paren
  en het fysiologisch "onvruchtbaar worden van andere paren.
  Onze gegevens laten niet toe de sterkte van ieder dezer fac­
  toren te bepalen. Het verlies wordt ieder jaar gedeeltelijk,
  volledig of overgecompenseerd door nieuwe vruchtbare
  paren (nieuwe huweijken te Veurne afgesloten en ingewe­
  ken vruchtbare paren). Het resultaat van het samenspel
  van al deze winst- en verliesfactoren geeft het accrescijfer
  van de vruchtbare groep.
  In hiernavolgende tabel geven wij in percenten, de jaar­
  lijkse variaties van de conceptiecurve weer en berekenden
  wij in hoever de variaties het gevolg zijn van de wijziging
  van de getalsterkte van de vruchtbare groep en in hoever
  ze het gevolg zijn van de wijziging van de vruchtbaarheidscoëfficiënt 185.
  1689-1690
  1690-1691
  1691-1692
  1692-1693
  1693-1694
  1694-1695
  
  I
  
  II
  
  III
  
  11,4
  0
  — 24,8
  
  - 8,9
  + 4,7
  — 5,1
  
  + 20,3
  4,7
  — 19,7
  
  +
  
  184. Het jaarlijks percentage varieert tussen 18 en 28 96.
   185. De gegevens betekenen: I variaties conceptiecurve, II wijzi­
  ging getalsterkte van de vruchtbare groep III wijziging vruchtbaarheidscoëfficiënt.
  1695-1696
  1696-1697
  1697-1698
  1698-1699
  1699-1700
  1700-1701
  1701-1702
  1702-1703
  1703-1704
  1704-1705
  1705-1706
  1706-1707
  1707-1708
  1708-1709
  
  + 11,3
  — 5,4
  6,3
  +
  — 8,9
  — 5,2
  — 8,9
  + 22,0
  — 9,3
  3,4
  +
  — 5,3
  — 9,8
  0,8
  +
  0
  — 1,5
  
  — 2,7
  + 3,6
  — 4,4
  — 1,8
  — 0,6
  - 6,2
  
  4" 14,0
  — 9,0
  
  + 1,5
  — 2,5
  + 0,7
  - 1,3
  — 4,9
  + 0,8
  - 6,2
  + 2,3
  
  + 20,5
  — 6,8
  
  + 10,7
  — 7,1
  — 4,6
  — 2,7
  
  +
  —
  —
  +
  —
  
  2,7
  4,0
  4,9
  0
  6,2
  3,8
  
  Uit bovenstaande tabel blijkt voldoende dat tussen 1689
  en 1709 de variaties van de conceptiecurve in hoofcLzaak
  bepaald worden door de schommelingen van de vruchtbaarheidscoëfficiënt. Slechts de zeer belangrijke vermindering
  van het aantal concepties in 1700-1701 en de nauwelijks
  merkbare vermeerdering in 1706-1707 worden in hoofdzaak
  door de wijziging van het aantal effectief vruchtbare vrou­
  wen veroorzaakt. In 1690-1691, 1705-1706 en 1707-1708
  is de invloed van beide factoren even groot 186.
  D e verhouding geboorten-huwelijken.
  In onze studie over het platteland 187 hebben wij een paar
  186.
  Berekeningen uitgevoerd over de periode 1674-1678 (oogst­
  jaren) geven volgend resultaat:
  oogstjaar
  vruchtbare paren concepties vruchtbaarheidscoëfficiënt
  1674
  0,50
  251
  127
  273
  141
  0,52
  1675
  1676
  276
  133
  0,48
  1677
  238
  125
  0,52
  1678
  111
  0,50
  224
  Variaties
  I
  II
  III
  (Betekenis gegevens zie
  voetnoot 185)
  1674-1675
  + 3,2
  + 11,0
  +
  7,9
  1675-1676
  5,7
  - 7,1
  +
  1,4
  — 6,0
  1676-1677
  — 16,3
  + 8,3
  1677-1678
  — 11,2
  6,4
  - 4,8
  De schommelingen van de getalsterkte van de vruchtbare groep speel­
  den in deze periode een belangrijker rol dan in de periode 1689-1709.
   187. D. Dalle, Veurne-Ambacht, pp. 181-185.
  bladzijden gewijd aan de betekenis van de wijzigingen in
  de verhouding geboorten-huwelijken. W ij plaatsten er de
  stelling van Verbëemen die bedoelde wijzigingen door het
  spel van in- en uitwijking meende te kunnen verklaren, te­
  genover de opvatting van Prof. H . Van Werveke die in
  de verhouding de weerspiegeling zag van de vruchtbaar­
  heidscoëfficiënt. W ij kwamen tot het besluit dat genoemde
  wijzigingen in hoofdzaak bepaald werden door de sterfte
  in de levenwekkende groep en niet zoals prof. Van W er­
  veke meent door de variaties van de vruchtbaarheidscoëf­
  ficiënt als gevolg van de wijzigingen van de huwelijksleef­
  tijd o f zoals Verbeemen het zag door in- en uitwijking. W ij
  zagen het zo : in periodes van grote sterfte daalde het aan­
  tal concepties terwijl, vooral ten gevolge van het stijgend
  aantal tweede huwelijken, het aantal huwelijken toenam,
  wat de verhouding geboorten-huwelijken deed dalen. In
  periodes van geringe sterfte deed zich het omgekeerde ver­
  schijnsel voor.
  De vergelijking van de curve verhouding geboorten-hu­
  welijken met de overlijdenscurve volwassenen toont
  aan dat ook in de stad, althans tussen 1650 en 1750,
  de variaties van bedoelde verhouding in hoofdzaak door de
  evolutie van de sterftecurve bepaald worden. De verhou­
  ding daalt in periodes van toenemende sterfte, stijgt in pe­
  riodes van afnemende sterfte. O ok hier ligt de verklaring in
  het feit dat de evolutie van de sterftecurve volwassenen
  zowel de gang van de conceptiecurve ( negatief ) als de gang
  van de huwelijkscurve (positief) bepaalde 188.
   Hierboven 189 wezen wij er op dat de gang van de concep­
  tiecurve slechts gedeeltelijk d oor de variaties van de vrucht­
  baarheidscoëfficiënt bepaald wordt. Dit betekent meteen
  dat de invloed van laatstgenoemde variaties op de verhou­
  ding geboorten-huwelijken eerder gering is en dat de w ij­
  zigingen van genoemde verhouding de evolutie van de
  188. Hierboven blz. 113 en vlg.
  189. Hierboven blz. 130-131.
  vruchtbaarheid niet weerspiegelen. Zoals uit onderstaande
  tabel blijkt kan geen correlatie tussen beide verschijnselen
  weerhouden worden 19°.
  Verhouding
  
  Vruchtbaarheidscoëfficiënt
  
  3,65
  4,46
  3,60
  2,78
  4,00
  4,15
  
  0,53
  0,51
  0,52
  0,51
  0,46
  0,51
  
  1689-1692
  1695-1699
  1700-1704
  1705-1709
  1723-1726
  1727-1730
  
  De geboortecoëfjiciënt.
  In onze vroegere studies 191 stelden wij vast dat op het
  einde van de zeventiende eeuw rekening moet gehouden
  worden met een stijging zowel van de geboorte- als van de
  huwelijkscoëfficiënt. Nieuwe berekeningen geven voor Veur­
  ne en zijn buitenparochies volgende coëfficiënten 192 :
  
  1688
  1693
  
  inwoners
  
  geboortec.
  3127
  2700 >»
  
  47,5
  54,0
  
  huwelijkse, verh. geb.-huw.
  13,4
  17,6
  
  3,54
  3,07
  
  Op het platteland stegen genoemde coëfficiënten in de­
  zelfde spanne tijds respectievelijk van 46,8 tot 51,6 en van
  12,2 tot 14,2 194. In beide gevallen is de verhouding geboorten-huwelijken lichtjes gedaald en is de stijging van de ge-
  
  190. P. Goubert, a.w. pp. 64-65, stelt vast dat tussen de 17e en
  het einde van de 18e eeuw de verhouding geboorten-huwelijken ge­
  daald is en vraagt zich af of de lagere verhouding op het einde van
  de 18e eeuw, een verminderde vruchtbaarheid weerspiegelt. «..Les
  funestes secrets (dont parlait Moheau en 1778) auraient-ils pénétré
  jusques dans les villages ?». Merken wij op dat in Gent de verhou­
  ding in de loop van de 18e eeuw lichtjes gestegen is.
  191. D. Dalle, De volkstellingen einde zeventiende eeuw, p. 19,
  en Ibidem, Veurne-Ambacht, pp. 180-181.
  