title: None
text: beide jaren tot dezelfde groep, 22 % is in een hogere,
  19 % in een lagere klasse terechtgekomen. Twee derde van
  de gezinshoofden die zich opgewerkt hebben behoren tot
  de klasse der ambachtslui en neringdoeners 3\ Onder de
  gezinshoofden die in een lagere klasse terechtkwamen zijn
  er 30 % die in 1701 als weduwe vermeld worden en 30 %
  waarvan wij steunend op de huwelijksdatum, weten dat ze
  oud geworden zijn. De vastgestelde verschuivingen menen
  wij, kunnen geen aanleiding geven tot een herziening van
  de voorgestelde indeling.
  D e Demografische verschijnselen 35a.
  D e trendlijn der geboorten ( concepties) per oogstjaar.
  Alhoewel de doopregisters slechts volledig zijn vanaf
  1642 36 beschikken wij over voldoende gegevens om de
  evolutie van de conceptiecurve (zevenjaarlijkse reeksen) te
  schetsen tussen 1595 en 1790 37.
  Steunend op de gegevens van de doopregisters van St.Niklaas en van St.-Denijs mogen wij aanvaarden dat tussen
  1595 en 1602 het aantal concepties toenam (45 % ) . Na
  laatstgenoemd jaar treedt een lichte daling in (18 % ) . In
  1614 slaat de tendens weer om en volgt er een lange vloedperiode die haar maximum bereikt in 1642 (toename met
  90 96).
  Op geen enkel ogenblik zal in de loop van de hier be­
  schouwde twee eeuwen (1595-1795) de conceptiecurve
  nog het peil van 1642 bereiken. Er valt evenwel op te mer­
  ken dat tussen 1643 en 1697 de curve een zeer onregelma­
  tig verloop vertoont en dat ze zowel in 1662 als in 1697
  
  35. Metsers, timmerlui, kuipers, brouwers, herbergiers.
  35a. De parochieregisters worden op het stadhuis bewaard.
  36. Alleen het doopregister van de St.-Denijsparochie over 1695
  ontbreekt.
   37. Tussen 1595 en 1642 steunen wij op de gegevens van de pa­
  rochieregisters van St.-Niklaas en St.-Denijs. Voor de periode 1583­
  1604 en 1624-1636 beschikken wij ook over de gegevens van de
  parochieregisters van St.-Walburga. Dit laat ons toe voor de periode
  1627-1631 alle concepties in onze berekeningen op te nemen.
  het peil van 1642 sterk benadert. H et verloop van de
  curve tussen genoemde data kunnen wij als volgt schetsen.
  Na de belangrijke inzinking tussen 1643 en 1651, stijgt de
  curve vrij sterk tot 1662. De daling die in 1663 intreedt
  wordt in 1669 onderbroken. In laatstgenoemd jaar start een
  vloedperiode die zich over 2 1 / 2 kortere golven ontwik­
  kelt met steeds hoger liggende maxima 1673 (1 5 4 ,3 ),
  1684 (1 5 6 ) en 1697 (1 6 8 ). De minima, 1669 (1 4 1 ), 1677
  (1 4 1 ) en 1690 (1 4 0 ) liggen op hetzelfde niveau. Tussen
  1698 en 1748 is de tendens dalend. Er ontwikkelen zich
  2 1 /2 golven met minima in 1706 (1 4 2 ), 1729 (1 2 9 ) en
  1748 (1 0 5 ) en maxima in 1722 (1 5 9 ) en 1736 (1 3 9 ). De
  toppen van deze golven liggen telkens lager, de dalen tel­
  kens minder hoog.
   In de tweede helft van de 18de eeuw is de algemene
  tendens van de conceptiecurve stijgend. Aanvankelijk is de
  stijging vrij zwak, daarna versterkt ze. O ok hier onder­
  scheiden wij 2 1 /2 golven waarvan de maxima, 1753 (1 1 4 ),
  1767 (1 2 9 ) en 1788 (1 4 9 ) steeds hoger, de minima 1760
  (1 0 6 ), 1779 (1 2 1 ), steeds minder laag liggen. Het maxi­
  mum van 1788 ligt lager dan de maxima van 1642, 1662
  en 1697. In Demografische problemen in de Zuidelijke N e­
  derlanden (17de en 18de eeuw ) 38 vergeleek Prof. Dr. H.
  Van W erveke de evolutie van de geboortecurven te Gent,
  Mechelen en Antwerpen. Hij kwam tot het besluit dat wat
  betreft de bewegingen op lange termijn én de Mechelse én
  de Antwerpse curven een grote overeenkomst vertonen met
  de Gentse. In de drie gevallen «is er een stijging, die bij het
  begin van de 17de eeuw aanvangt, geleidelijk vermindert,
  en vóór 1700 in een daling overgaat, die pas in de tweede
  helft van de 18de eeuw weer in een stijging omslaat».
  Laatstgenoemde stijging doet zich te Mechelen en te Ant­
  werpen later voor dan te Gent 39. Hierbij merkt Prof. Van
  
  38. In,
  
  Mededelingen van de Koninklijke Vlaamse Academie, Klas­
  se der Letteren,
  39. H . Van W erveke, a.w., p. 7.
  jg. XVII, 1955, n° 1.
  Werveke op dat de Mechelse curven een minder regelmatig
  verloop kennen dan de Gentse
  Ook de Brugse geboortecurve vertoont een opvallende
  overeenkomst met de Gentse zoals men kan opmaken uit
  de vergelijking met de door A. W ijffels gepubliceerde ge­
  gevens 41.
   Om de geboortecurve van Veurne met hierboven genoem­
  de curven te vergelijken groeperen wij onze gegevens per
  decenniën en verwerken wij de tienjaarlijkse gemiddelden
  tot grafieken (Grafiek I ) :
  
  1595-05 628 (alleen St.-Niklaas)
  1606-15 817 (St.-Niklaas (586) en St.-Denijs (231))
  1616-25 842 (St.-Niklaas (570) en St.-Denijs (272))
  1626-35 1240 (St.-Niklaas (839), St.-Denijs 350) en St.-Walburga
  1636-45 1606
  1646-55 1360
  1656-65 1511
  1666-75 1466
  1676-85 1445
  1686-95 1481
  1696-05 1625
  1706-15 1431
  
  1716-25 1516
  1726-35 1381
  1736-45 1270
  1746-55 1090
  1756-65 1090
  1766-75 1257
  1776-85 1241
  1786-95 1417
  
  (251).
  Alhoewel minder gevoelig, vertonen de grafieken der
  tienjaarlijkse gemiddelden een voldoende overeenkomst met
  onze curve der voortschrijdende gemiddelden. Op te mer­
  ken valt dat het maximum van 1696-1705 enigszins hoger
  ligt dan het maximum van 1636-45, dit in tegenstelling met
  de curve der voortschrijdende gemiddelden waar het maxi­
  mum van 1697 een ietsje lager ligt dan dit van 1642. Het
  verschil is evenwel niet belangrijk genoeg om de besluiten
  die wij op grond van de curve der voortschrijdende gemid­
  delden trokken te wijzigen. In tegenstelling met wat te
  Gent, te Mechelen en te Brugge vastgesteld wordt, hield
  de stijging van de geboortecurve reeds vóór 1650 op. De
  
  40. Ibidem, p. 7 en grafieken geboorten.
  41. A. Wijffels, Het Brugse bevolkingscijfer in de XVIIde en
  XVIIIde eeuw, in, Revue Beige de Phil, et d’hist., 1958, pp. '1243-74.
  Grafiek
  
  I.
  depressie van 1646-55 (curve der voortschrijdende gemid­
  delden 1643-1651) noteren wij ook in de Mechelse curve.
   De stijging die vervolgens intreedt houdt te Mechelen aan
  tot het decennium 1676-85. In laatstgenoemd decennium
  bereikt de Mechelse curve haar hoogste punt, een punt dat
  trouwens merkelijk hoger ligt dan het maximum van 1636­
  1645. Te Veurne wordt de stijging reeds in 1666-75 onder­
  broken. De ingetreden daling duurt voort tot 1676-85. Het
  minimum dat alsdan bereikt wordt ligt minder laag dan het
  minimum van 1646-55.
  Terwijl te Mechelen een depressie optreedt in 1686-95
  stijgt te Veurne de curve gedurende twee decennia en be­
  reikt ze in 1696-1705 een maximum dat zoals gezegd op
  ongeveer dezelfde hoogte ligt als het maximum van 1636-45.
  Na 1696-1705 treedt zowel te Mechelen en te Brugge als
  te Veurne een scherpe daling in. Te Gent treedt de daling
  reeds een decennium vroeger in.
  D e geboortecurve bereikt in de 18de eeuw haar laagste
  punt, te Gent in 1736-45, te Mechelen en te Antwerpen
  in 1756-65 en te Brugge en te Veurne in 1746-55, om na
  een ogenblik van stilstand in een stijging over te gaan.
  In tegenstelling met wat wij te Gent, te Mechelen en te
  Antwerpen constateren wordt te Veurne en ook te Brugge,
  maar hier nauwelijks merkbaar, de daling in 1716-25 (V eur­
  ne) en in 1726-35 (Brugge) even onderbroken. Van de
  andere kant noteren wij noch te Brugge, noch te Veume de
  naar boven gerichte spits van 1746-55, waarop Prof. Van
  Werveke voor Gent en Mechelen de aandacht vestigde 42.
   De vergelijking van de hierboven besproken curven leert
  ons dat de regelmatige en vrij vlugge stijging van het aantal
  geboorten die in de eerste helft van de 17de eeuw in de
  Vlaamse steden waargenomen wordt, in Veurne reeds vóór
  1650, in de grote steden pas in het laatste kwart van de
  17de eeuw, afgebroken wordt. Op te merken valt dat in
  de grote steden in het derde kwart van de eeuw de stijging
  
  van de geboortecurve duidelijk geremd wordt. In de eer­
  ste helft van de 18de eeuw noteren wij in alle steden een
  scherpe daling van de curve, die haar laagste punt bereikt
  omstreeks het midden van de eeuw. Na een ogenblik van
  stagnatie slaat de tendens weer om. Te Gent, te Brugge en
  te Veurne vangt de stijging vroeger aan (1766-75) dan te
  Mechelen en te Antwerpen (17 86 -9 5). Alleen te Gent be­
  reikt de curve in het decennium 1786-95 een peil dat het
  hoogste punt van de 17de eeuw sterk benadert.
  Zoals uit onze studie over de bevolking van VeurneAmbacht blijkt verloopt de conceptiecurve op het platteland
  enigszins anders 4\ Evenals in de stad ging de aanvankelijke
  stijging van het aantal concepties omstreeks 1640 (16 3 7 )
  in een daling over die in 1651 haar laagste punt bereikte.
   Onmiddellijk na 1651 noteren wij zowel in de stad als op
  het platteland een zeer vlugge herleving die echter spoedig
  afgebroken wordt ( 1662 in de stad - 1669 op het platte­
  land). In het laatste derde van de 17de eeuw blijft zowel
  in de stad als op het platteland, de trend lichtjes opwaarts
  gericht. De maxima van 1662 en 1697 in de stad, van 1669
  en 1702 op het platteland liggen op ongeveer hetzelfde ni­
  veau maar worden in beide gevallen door een diepe depres­
  sie van elkaar gescheiden.
  D e depressie die omstreeks 1700 intreedt luidt in de stad
  een periode van teruggang in die pas omstreeks het midden
  van de 18de eeuw zal omslaan. Op het platteland blijft de
  trend, niettegenstaande twee diepe depressies (minima van
  1715 en van 1 745), opwaarts gericht. In de tweede helft
  van de 18de eeuw is de stijging van het aantal concepties
  op het platteland veel intenser dan in de stad. Het maxi­
  mum van 1785 ligt er hoger dan het maximum van 1637.
  D e onwettige geboorten.
  W ij noteerden tussen 1636 en 1795 op een totaal van
  
  43.
  D. Dalle, De bevolking van Veurne-Ambacht in de 17de en
  p. 109 en grafiek V.
  de 18de eeuw,
  
  22.193 geboorten slechts 375 onwettige geboorten d.i.
  1,7 % . Het aantal onwettige geboorten betrekkelijk hoog
  in de 17de eeuw (2 % o f 1 onwettige op 50 wettige geboor­
  ten ^ ), blijft rond 2 % schommelen tot 1736 45, en daalt
  vervolgens tot het absolute minimum 46. Vanaf 1776 stijgt
  het percentage opnieuw om in 1786-95, 2,4 % te berei­
  ken 47.
   De percentages voor de stad zijn niet hoger dan deze die
  wij voor het platteland berekenden 48. Veume, een klein
  stadje, kwam ongetwijfeld minder in aanmerking om als
  schuiloord te dienen voor bedrogen meisjes uit het omlig­
  gende. Een groot-stad was hiervoor beter geschikt 49. Hier­
  mee bedoelen wij niet dat te Veurne geen meisjes uit an­
  dere gewesten zouden bevallen zijn. Het betekent wel dat
  men er rekening mee moet houden dat ongehuwde zwan­
  gere vrouwen uit Veurne de stad kunnen verlaten hebben
  om hun kind ter wereld te brengen. Déze wisselwerking
  maakt het onmogelijk de oorzaken van de vastgestelde
  schommelingen van het percentage onwettige geboorten op
  te sporen. Merken wij toch op dat evenals op het platte­
  land 50, de buiten het huwelijk geboren kinderen over ’t al­
  gemeen de vrucht zijn van betrekkingen tussen ongehuwden 51. In onze studie over het platteland wezen wij er op
  dat meerdere onwettige geboorten ongetwijfeld het gevolg
  waren van uitstel van geplande huwelijken omwille van een
  'graancrisis of andere rampen. O ok het voortijdig afsterven
  van de mannelijke partner ( na voorhuwelijkse betrekkingen )
  kan een rol gespeeld hebben 52.
  44. Het percentage bedraagt per decennium : 1636-45 2,5 ; 1646­
  55 1,6 ; 1656-65 1,1 ; 1666-75 2,6 ; 1676-85 3,1 ; 1686-95 2,2 ; 1696­
  05 1,2.
  45. 1706-15 1,9 ; 1716-25 1,8 ; 1726-35 2,2.
  46. 1736-45 1,1 ; 1746-55 0,4 ; 1756-65 0,1 ; 1766-75 0,1.
  47. 1776-85 1,0 ; 1786-95 2,4.
  48. D. Dalle, a.w., p. 122.
  49. Cf. de hoge percentages te Luik (E. Helin, a.w., p. 204-205).
  50. D. Dalle, a.w., p. 124.
  51. Kinderen uit overspel geboren zijn uitzonderingen.
   52. In de stad vallen de spitsen onwettige concepties meestal in
  een periode van grote sterfte. Dit is o.m. het geval in de oogstjaren
  
  Seizoenschommelingen wettige concepties.
  g:
  c:
  meisjes
  jongens
  Totaal
  
  j f m a m j j
  a s o n d
  Tot.
  a m j j a s o n d j f m
  101 107 95 82 70 58 61 79 87 85 89 86 1000
  98 104 93 93 64 57 62 71 89 91 87 91 1000
  100 105 94 88 67 57 61 75 88 88 88 89 1000
  
  Grafiek II.
  Evenals in andere steden 53 en op het platteland 54 wordt
  te Veurne het maximum aantal concepties in april, mei en
  juni genoteerd, het minimum aantal in september-oktober.
  Al evenmin als op het platteland kan in de stad een recht­
  streeks verband aangetoond worden tussen de seizoenschom­
  melingen der huwelijken en der concepties. Het is wel zo
  dat in de trimester april-juli het grootste aantal huwelijken
  afgesloten wordt (4 1 1 /1 0 0 0 ) en alsdan meerdere eerstge­
  borenen verwekt worden wat heel zeker het maximum aan­
  tal concepties in deze maanden helpt verklaren. In de tri­
  
  1667, 1677, 1684, 1690, 1719, 1730, 1783 en 1790. - Ongeveer 10%
  van de eerstgeborenen worden vóór de 9de maand na het huwelijk
  geboren (zie verder blz. 76). P. Goubert, Beauvais et Ie Beauvaisis de
  1600 à 1700, Université de Paris - Faculté des lettres, p. 31, wijst er
  op dat veel onwettige kinderen achteraf gelegitimeerd werden door
  het huwelijk van hun ouders (Cf. D. Dalle, a.w., p. 125).
   53. R. Mois, Introduction à la démographie historique des villes
  d’Europe du X lV e au X V I I I e siècle, 3 dl., Leuven 1954-1956, dl. II,
  pp. 269-270. Zie ook : E. Hélin, a.w., p. 157 en grafiek 160.
  54. D. Dalle, a.w., p. 127.
  mester augustus-november worden evenwel meer huwelij­
  ken afgesloten dan in december-maart (314/1000 tegenover
  
  275/1000) terwijl in laatstgenoemde trimester het aantal
  concepties groter is dan in eerstgenoemde. W ij mogen hier­
  bij niet uit het oog verliezen dat slechts de helft van de
  afgesloten huwelijken aanleiding geven tot de geboorte van
  een kind binnen het jaar volgend op de datum van het
  huwelijk 55.
  In onze studie over het platteland wezen wij er op dat
  het ritme der concepties aan een sterke periodiciteit ge­
  bonden scheen en de voortplanting vroeger wellicht meer
  dan nu, door ritmische variaties van het sexueel instinct
  beïnvloed werd 56. De drie seizoenen die zich in dit verband
  op het platteland duidelijk aftekenden vinden wij in de stad
  terug :
  — april, mei, juni, juli : maximum aantal concepties (3 8 7 ).
  — augustus, september, oktober en november (minimum
  aantal concepties (260).
  — december, januari, februari, maart : overgangsperiode
  (3 5 3 ).
  Er valt evenwel op te merken dat terwijl op het platte­
  land de maanden mei en juni werkelijk een hoogtepunt
  vormden, in de stad, in juni reeds een niet onbelangrijke
  vermindering van het aantal concepties vastgesteld wordt
  en dat in juli het aantal concepties zelfs enigszins lager ligt
  dan in december, januari, februari en maart.
  Seizoenschommelingen onwettige concepties.
  fiek I I )
  
  (Zie gra­
  
  In de verdeling der onwettige concepties over de ver­
  schillende maanden van het jaar vinden wij dezelfde rit-
  
  55. Zie verder blz. 76, zie ook blz. 78, noot 80.
   56. Zie ook : E . Hélin, Croissance démographique et transforma­
  tion des campagnes Chênée, Olne et Gemmenich aux XVIIIe et
  XIXe siècles, in Vijf bijdragen tot de lokale demografie XVIIe-XIXe
  eeuw, (Pro Civitate, Verzameling Geschiedenis, reeks in -8°, n° 2,
  1963, pp. 195-240), p. 2 12 -2 13.
  mische variaties terug als in de verdeling der wettige con­
  cepties 57. Opvallend is wel de inzinking van het aantal con­
  cepties in juni en de spitsen van december en maart. O f
  deze spitsen het gevolg zijn van de eindejaarsfeesten en de
  viering van halfvasten durven wij niet beweren 58.
  j f m a
  a m i j
  47 51 41 47
  113 135 99 118
  
  m j } a
  a s o n
  37 20 16 15
  90 50 39 36
  
  s 0 n d
  d j f m
  32 28 24 46
  80 68 60 112
  
  Tot.
  404
  1000
  
  D e vruchtbaarheid.
  In de demografische literatuur worden verschillende me­
  thoden aangewend om de geboortefrekwentie te meten. De
  meest eenvoudige methode is de berekening van het geboor­
  tecijfer steunend op het jaarlijks aantal geborenen en het
  gemiddeld aantal inwoners. De fertiliteitsindex geeft een
  nauwkeuriger maatstaf van de geboortefrekwentie omdat zij
  bij de berekening van de vruchtbaarheid enkel rekening
  houdt met de gehuwde vrouwen in de vruchtbare levens­
  jaren. Nog nauwkeuriger zijn de specifieke huwelijksvruchtbaarheidscijfers die per 1000 gehuwde vrouwen van de
  leeftijdsgroepen 20-24 tot 40-44 (eventueel 45-49) jaar het
  aantal geborenen noemen.
   Waar de hedendaagse demografie over voldoende cijfer­
  materiaal beschikt om de vereiste berekeningen uit te voe­
  ren, liggen de zaken wel enigszins anders voor de histori­
  sche demografie. Hier ontbreken over ’t algemeen betrouw­
  bare gegevens over het aantal inwoners en over de leeftijds­
  opbouw van de bevolking. Waar het vereiste materiaal wel
  voorhanden is, moet de historicus het maximaal gebruiken.
  W ij zelf berekenden in onze studie «D e bevolking van de
  stad en van de kasselrij Veurne in 1796» de huwelijksvrucht-
  
  57. Gemiddelden berekend over de periode 1636-1795. Bij de
  berekening werd rekening gehouden met de ongelijke duur der
  maanden.
  58. Op het platteland noteerden wij het hoogste aantal onwettige
  concepties in juni (hooimaand), zie : D. Dalle, a.w., p. 128.
  baarheidscijfers van de stadsbevolking. Wij kwamen tot
  volgende waarden 59:
  
  20-24 jaar 55,1 %
  25-29 jaar 50,6 %
  30-34 jaar 51,7 %
  
  35-39 jaar 29,0 %
  4044 jaar 12,9 %
  
  V oor het einde van de zeventiende en het begin van de
  achttiende eeuw bestudeerden wij het probleem van de fer­
  tiliteit steunend enerzijds op een reeks belastingslijsten ®,
  anderzijds op de gegevens van de parochieregisters.
  W ij hadden aanvankelijk gedacht met behulp van de
  doop-, huwelijks- en overlijdensregisters, de families van de
  in de hierbovenbedoelde lijsten vermelde gezinshoofden te
  kunnen reconstrueren. Dit bleek onmogelijk. In de overgro­
  te meerderheid der gevallen slaagden wij er niet in hetzij
  de geboortedatum, hetzij de huwelijksdatum van de be­
  trokken personen terug te vinden 61. O ok de sterfteregisters
  lieten ons — omwille van hun onvolledigheid — in de
  steek. Dit betekent weer niet dat de bijeen gebrachte gege­
  vens niet bruikbaar zouden zijn.
  D e sterkte van de levenwekkende groep.
   De verzamelde gegevens laten ons toe de sterkte van de
  levenwekkende groep te meten. Waar in de demografische
  literatuur alle gehuwde vrouwen in de vruchtbare levens­
  jaren tot deze groep gerekend worden, hebben wij ons moe­
  ten beperken tot de effectief vruchtbare vrouwen, d.i. tot
  diegene die werkelijk kinderen voortbrachten. Verder kun­
  nen wij het percentage effectief vruchtbare vrouwen niet
  uitdrukken ten opzichte van de totale bevolking maar slechts
  ten opzichte van de ongeveer 400 gezinnen waarvan wij
  voor hiernavolgende jaren het sociaal statuut kennen. W ij
  bekwamen volgende resultaten (in percenten) 62 :
  
  59. D. Dalle, a.w., p. 136.
  60. Hierboven blz. 59-61.
  61. Dit wijst trouwens op een sterke inwijking van buiten.
  62. De gegevens betekenen (zie blz. 60 hierboven) : I laagste
  sociale klasse, II middenklasse, III hoogste klasse. Als effectief
  
  D. DALLE
  1689
  1701
  1705
  1708
  1709
  
  I
  21,0
  
  41,0
  49,5
  48,0
  48,0
  
  II
  31,5
  35,5
  43,0
  43,5
  41,0
  
  III
  50,0
  39,0
  36,0
  33,0
  34,0
  
  Tot.
  32,5
  38,5
  43,5
  42,0
  41,5
  
  Uit deze gegevens menen wij te mogen afleiden dat de
  groep effectief vruchtbare vrouwen tussen 1689 en 1705
  relatief belangrijker geworden is. De stijging is het gevolg
  van een sterkere bezetting van de vruchtbare groep in de
  lagere sociale klassen. In de hoogste klasse daarentegen is
  de groep vanaf 1701 minder sterk geworden.
   Bij de interpretatie van de bekomen resultaten moet er
  rekening mee gehouden worden dat het aantal personen
  per gezin kan variëren. Dit betekent dat de evolutie van
  het percentage effectief vruchtbare vrouwen ten opzichte
  van de totale bevolking niet noodzakelijk parallel loopt
  met de evolutie van het percentage effectief vruchtbare
  vrouwen ten opzichte van het totaal aantal gezinnen ö . Toch
  is het zo dat de gegevens op een verjonging van de bevol­
  king tussen 1689 en 1705 wijzen. In 1688 telde Veurne
  en zijn buitenparochies op 3127 inwoners 250 effectief
  vruchtbare vrouwen 64, d.i. 895. V oor dezelfde omschrij­
  
  vruchtbare vrouwen in 1689, respectievelijk 1701, 1705, 1708 en
  1709 kan men beschouwen diegene die in genoemde oogstjaren een
  kind concipieerden (A) of diegene die tussen mei 1689 en april
  1690 enz. een kind
  ter wereld brachten
  (B) :
  A
  B
  1689 21,6 34,1 43,2 31,8
  20,3 29,0 56,7 33,3
  1701
  41,2 36,1 40,2 39,1
  41,2 34,7 38,1 38,1
  1705 49.0 40,0 34,8 41,8
  50,3 46,6 37,5 45,4
  1708 48,9 44,4 32,7 42,7
  47,7 42,9 33,6 41,9
  1709 46,7 41,0 34,6 41,2
  48,9 41,7 33,6 42,0
  Wij combineerden beide reeksen gegevens (rekenkundig gemiddelde).
  63. In de veronderstelling dat ieder gezin 4 personen telde in
  1689 en 5 in '1705 zou het percentage effectief vruchtbare vrou­
  wen ten opzichte van de totale bevolking nauwelijks gewijzigd zijn.
  In 1796 vertegenwoordigde de groep gehuwde vrouwen jonger dan
  45 jaar, 11 % van de totale bevolking (D. Dalle, a.w., blz. 135).
  In dit geval werden evenwel alle gehuwde vrouwen behorend tot
  de levenwekkende groep geteld.
   64. Wij spoorden in de parochieregisters alle vrouwen op die in
  
  ving bedroeg het aantal effectief vruchtbare vrouwen tus­
  sen 1695 en 1699 gemiddeld 318 65. Bij toepassing van
  dezelfde coëfficiënt zou dit in 1695, een bevolkingseffectief
  van ongeveer 4000 eenheden veronderstellen. Een bevol­
  kingstoename van ongeveer 2 8 % ten opzichte van 1688
  lijkt ons ongeloofwaardig, zo kort na de zware sterftecrisis
  van 1689-1693 tijdens dewelke het bevolkingscijfer tot 2500
  eenheden daalde 66. Nemen wij daarentegen aan dat het be­
  volkingseffectief van Veurne en zijn buitenparochies in
  1695 opnieuw het peil van 1688 661,18 bereikte dan betekent
  dit meteen dat het percentage effectief vruchtbare vrou­
  wen van 8 tot 10% gestegen is. Een sterkere uitdunning
  van de onvruchtbare groep tijdens de crisisjaren kan als
  oorzaak van de stijging weerhouden worden. Tussen au­
  gustus 1689 en juli 1693 werden 5 0 % van de in augustus
  1688 - juli 1689 onvruchtbare gezinnen door de dood ont­
  bonden of weggemaaid tegenover slechts 3 3 %
  van de
  vruchtbare gezinnen 67. In eerstgenoemde groep was ook
  de uitwijkingscoëfficiënt blijkbaar sterker 68.
  Tijdens de sterftespitsen van het eerste decennium van
  de 18e eeuw werd de vruchtbare groep in sterkere mate
  dan de onvruchtbare groep getroffen. Tussen 1705 en 1708
  
  1688 in huwelijksverband leefden en in genoemd jaar of erna een
  kind ter wereld brachten.
  65. 1695 : 322, 1696 : 3 1 1 , 1697 : 324, 1698 : 3 12 , 1699 : 304.
  66. In de tellingen van 1693 worden voor Veum e en zijn buiten­
  parochies 2240 niet-behoeftige inwoners vermeld.
   66bis. Onmiddellijk na de sterftecrisis noteren wij een stijging van
  het aantal geboorten én op het platteland (D . Dalle, a.w., p. 18 2 )
  én in de stad. De in de stad vastgestelde stijging kan bijgevolg niet
  het gevolg zijn van de vlucht van de plattelandse bevolking naar
  de stad.
  67. D e aftakeling van de vruchtbare groep verliep als volgt : oogst­
  jaar 16 8 9 : 8,2 % ; 1690 : 9,7 9 6 ; 1 6 9 1 : 9,7 9 6 ; 16 9 2 : 5,2 «/o.
  Tijdens het oogstjaar 1693 werden, berekend op de totale bevolking
  van de stad en zijn buitenparochies, 10 96 van de in juli 1693
  vruchtbare paren door de dood van een der partners ontbonden.
  68. In de telling van 169 3 is — zonder dat de sterfte als oorzaak
  kan weerhouden worden — geen spoor meer te vinden van 25 96
  van de in juli 1689 onvruchtbare gezinnen en van 8 % van de
  vruchtbare gezinnen.
  werden 4 0 % van de in juli 1704 vruchtbare gezinnen door
  de dood van een der partners ontbonden tegenover slechts
  3 2% in de onvruchtbare groep. De geringere sterfte in
  laatstgenoemde groep verklaart wellicht de lichte achteruit­
  gang van het percentage effectief vruchtbare vrouwen die
  wij hierboven vanaf 1705 vaststelden.
   Het onderzoek naar de sterfte in de vruchtbare groep in
  het eerste decennium van de 18e eeuw leert ons het vol­
  gende 69 :
  I
  1699-1700 15 0
  1700-01
  156
  1701-02
  160
  17 1
  1702-03
  17 7
  1703-04
  1704-05
  178
  1705-06
  164
  1706-07
  162
  1707-08
  160
  1708-09
  16 3
  1709-10
  16 0
  
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  oogstjaar
  
  II
  a
  1700-01 9 (3 )
  170 1-0 2 13
  (5)
  1702-03 2
  (1 '
  1703-04 3
  (1 )
  1704-05 6 ( 2 )
  1705-06 10
  (5 )
  1706-07 9 (4)
  1707-08 14 ( 1 1 )
  1708-09 10
  (8 )
  1709-10 9 (3 )
  17 10 -11 5
  (0 )
  
  III
  %
  a
  6,0 1701-02 5 (2 )
  8,3 1702-03 3 ( D
  1,2 1703-04 3 ( 2 )
  1,7 1704-05 3 (2 )
  3,4 1705-06 4 (3 )
  5,6 1706-07 8 (3 )
  5,5 1707-08 7 (4)
  8,6 1708-09 3 (2 )
  6,2 1709-10 8 ( 1 )
  5,5 17 10 - 11 1 (D
  3 ,1 17 1 1 - 1 2 4 ( 1 )
  
  %
  3,3
  1,9
  1,9
  1,8
  2,3
  4,5
  4,3
  1,9
  5,0
  0,6
  2,5
  
  Tijdens de sterftecrisis van 1700-01 en 1701-02 (grafiek
  X V I I ) werden 9,3 % van de in 1699 en 8,3 % van de in
  1700 vruchtbare paren door de dood van een der partners
  ontbonden. D e sterftespits van 1706-07 (grafiek X V I I )
  wordt reeds in 1705 aangekondigd door een gevoelige stij­
  ging der sterf ten in de levenwekkende groep. De sterfte in
  deze groep bereikte haar maximum in het oogstjaar 1707­
  1708. Zoals uit de tabel hierboven blijkt is in de vruchtbare
  groep, vooral in de jaren 1705-1708, de vrouwelijke sterfte
  
  69.
   W ij beschouwen als vruchtbaar gezin door de dood van een
  der partners ontbonden, deze gezinnen die ontbonden werden maxi­
  mum 26 maanden na de laatste geboorte in het gezin.
  D e gegevens betekenen : I paren die een kind concipieerden in het
  betrokken oogstjaar, I I aantal (a) en 96 van de paren in kolom I
  vermeld door de dood van een der partners ontbonden in het aange­
  geven oogstjaar, I I I idem. Tussen haakjes het aantal gezinnen ont­
  bonden door de dood van de vrouwelijke partner.
  zeer belangrijk (6 5 % ) . Op te merken valt dat de vrouw
  in genoemde jaren in 50 % der gevallen gestorven is aan
  de gevaren die de bevalling meebrengt 70. W ij vermoeden
  dat genoemde sterfte verband houdt met de pokkenepide­
  mie die de stad alsdan teisterde 71.
  D e geboorteintervallen.
  W ij bestudeerden hierboven besproken vruchtbare groe­
  pen van dichterbij en berekenden de intervallen tussen hu­
  welijk en eerste geboorte enerzijds, tussen de opeenvolgen­
  de geboorten anderzijds.
  Interval huwelijk - eerste geboorte. - Slechts voor 3 0 9 /
  565 vruchtbare gezinnen in onze lijsten vermeld hebben wij
  de huwelijksdatum teruggevonden. De gemiddelde interval
  tussen het afsluiten van het huwelijk en de geboorte van
  het eerste kind bedraagt 16 maanden 72. De rekenkundige
  gemiddelden geven ons slechts een vaag beeld van de wer­
  kelijkheid. Ze zijn vervormd door enkele abnormaal lange
  periodes (variërend tussen 3 en 7 jaar) van tijdelijke on­
  vruchtbaarheid. Onze voorkeur gaat naar navolgende frekwentietabel 73 :
  
  70. In 1689-93 bedroeg de vrouwelijke sterfte in de vruchtbare
  groep slechts 40 % . In slechts 2 1 % der gevallen stierf de vrouw
  aan de gevaren die de bevalling meebrengt.
  7 1. Zie verder blz. 126.
  72. Wij weerden de vroegtijdige geboorten uit onze berekeningen.
   J . Henripin, La population canadienne au début du X VI I I e siècle.
  Nuptialité, fécondité, mortalité infantile, (I.N .E .D . Cahier 22, X X 13 0 p. in -8°, Paris 19 54 ), p. 44, 49, 79 en 84, berekende een inter­
  val van 17 maanden ; P. Goubert, a.w., p. 3 3 , bekwam een interval
  van 16 maanden.
  73. De gegevens betekenen : aantal gevallen binnen de aangege­
  ven interval in : de laagste klasse ( I ) , de middenklasse ( I I ) , de
  hoogste klasse ( I I I ) . In kolom I V berekeningen gesteund op 435
  intervallen (sociaal statuut niet gekend).
  %
  
  IV
  
  5,5
  3,9
  12 ,3
  17,8
  
  6,4
  
  maanden
  
  I
  
  II
  
  III
  
  Tot.
  0-7
  8
  
  6
  5
  
  9
  10
  11
  12
  13
  14
  15
  16
  17
  18
  19
  20
  21
  22
  23
  Zn
  +24
  
  13
  17
  
  6
  5
  11
  22
  
  5
  2
  14
  16
  6
  4
  6
  9
  4
  1
  1
  1
  1
  1
  
  17
  12
  38
  55
  29
  26
  16
  22
  
  —
  
  2,0
  
  1,4
  1,1
  1,6
  
  Tot.
  14
  13
  6
  5
  3
  3
  2
  2
  1
  
  9
  9
  4
  8
  6
  —
  
  5
  3
  2
  
  13
  4
  8
  6
  4
  1
  
  9,3
  8,4
  5,2
  7 ,1
  4,2
  1,3
  2,6
  2,0
  1,3
  0,3
  
  4 ,1
  11,0
  18,2
  10,3
  8,3
  4 ,1
  7 ,1
  4 ,1
  2 ,1
  2,5
  1,6
  1,6
  0,5
  
  —
  
  —
  
  3
  —
  2
  
  1
  3
  2
  
  —
  2
  
  4
  3
  6
  
  15
  
  19
  
  11
  
  45
  
  14,5
  
  14,0
  
  110
  
  115
  
  84
  
  309
  
  100,0
  
  100,0
  
  1,3
  1,0
  
  In ongeveer 50 % der gevallen 74 wordt het eerste kind
  binnen het jaar na het afsluiten van het huwelijk geboren.
   Dit is het geval zowel in de lagere als in de meer gegoede
  klassen. De intervallen 9 en 10 maanden komen het meest
  frekwent voor 75. W ij stellen vast dat genoemde intervallen
  in de lagere bevolkingsklassen minder veelvuldig voorko­
  men dan in de hoogste klasse 76 :
  I
  
  II
  
  III
  
  Tot.
  30,3 %
  
  3 1,7 %
  
  37,9 %
  
  3 1,8 %
  
  74. Zelfde vaststelling bij P. Goubert, a.w., p. 33.
  75. Het maximum aantal geboorten wordt genoteerd in de 10e
  maand na het huwelijk. In Anneuil (zie : P. Goubert, a.w., p. 33)
  en in Canada ( J . Henripin, a.w., p. 76') lag het maximum in de
  9e maand.
  76. De gegevens betekenen : het percentage der kinderen in de
  9e en 10e maand na het huwelijk geboren, respectievelijk in de laag­
  ste klasse ( I ) , de middenklasse ( I I ) en de hoogste klasse ( I I I ).
  Bij de berekening van de percentages werden de vroegtijdige geboor­
  ten uitgeschakeld.
  Intervallen tussen de opeenvolgende geboorten. - Bere­
  kend op 1450 intervallen bedraagt de gemiddelde interval
  tussen twee opeenvolgende geboorten ongeveer 26 maan­
  den 77. Uit onze berekeningen blijkt dat de duur van de in­
  terval kleiner en dat bijgevolg de vruchtbaarheid groter
  wordt, naarmate het welstandspeil hoger ligt 78 :
  I
  
  II
  
  III
  
  Tot.
  27,6
  
  26,0
  
  2 3 ,1
  
  25,8
  
  Navolgende frekwentietabel geeft een duidelijker overzicht van de verschillen die zich van klasse tot klasse voordeden 79 :
  — 18 maanden
  18 tot 23 m.
  24 tot 29 m.
  30 tot 35 m.
  35 en meer m.
  I
  
  II
  
  III
  
  Tot.
   IV
  
  22,0
  22,3
  22,3
  15 ,1
  18,3
  
  22,5
  24,7
  24,3
  15 ,5
  13,0
  
  32,2
  28,1
  22,6
  9,1
  8,0
  
  25,0
  25,0
  23,0
  13 ,5
  13 ,5
  
  24,0
  25,0
  23,0
  13,0
  15,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  100,0
  
  D e kortere intervallen - 18 maanden en 18 tot 23 maan­
  den komen in veel sterkere mate voor in de hoogste sociale
  klasse dan in de minder gegoede standen, terwijl de langere
  intervallen, 30 maanden en meer, veel talrijker zijn in de
  laagste klassen. Zow el de gegevens betreffende de interval77. D it gemiddelde vinden wij in verschillende gebieden van
  Frankrijk terug (zie : P. Goubert, a.w., p. 34 ).
   78. Gemiddelde interval in de laagste klasse ( I ) , in de middenklas­
  se ( I I ) , in de hoogste klasse ( I I I ) . De vaststelling geldt voor alle
  paren onverschillig of ze veel of weinig kinderen voortbrachten. De
  hiernavolgende gegevens betekenen : A . paren die 2, 3, 4 enz. kin­
  deren voortbrachten, I , I I , I I I : gemiddelde interval in de drie
  sociale groepen. Tussen haakjes het aantal koppels waarop de inter­
  val berekend werd :
  A
  I
  II
  III
  A
  I
  II
  III
  2
  3 1 (36 ) 30 (3 7 ) 23 (24)
  6
  28 (2 2 ) 27 ( 14 )
  24 ( 1 7 )
  3
  28 (3 2 ) 2 5 (29 ) 2 1 (20)
  7
  28 ( 18 ) 25 ( 1 5 )
  23 (7 )
  4
  28 (24) 26 (28) 25 ( 1 5 )
  8
  28 (7 )
  27 ( 1 1 )
  24 ( 6 )
  5
  27 ( 2 1 ) 26 (20) 23 ( 1 2 )
  9 25 (3 )
  2 1 (4 )
  23 ( 6 )
  79. Verdeling der intervallen in percenten uitgedrukt. I, I I , I I I
  de 3 sociale groepen. IV , % berekend op 2436 intervallen (sociaal
  statuut niet gekend).
  len huwelijk - eerste geboorte als deze betreffende de inter­
  vallen tussen de opeenvolgende geboorten wijzen op een ge­
  ringere vruchtbaarheid van de minder gegoede klassen 80.
   Verschillende factoren kunnen hetzij rechtstreeks, hetzij
  onrechtstreeks de fertiliteit beïnvloeden en bijgevolg als mo­
  gelijke oorzaak van een geringere vruchtbaarheid bij de min­
  der gegoeden in aanmerking komen. Een eerste factor is
  de huwelijksleeftijd. Men weet dat vanaf de leeftijd van
  35 jaar de bevruchting minder gemakkelijk wordt. De la­
  gere huwelijksvruchtbaarheidscijfers vanaf de leeftijd van
  35 jaar die wij voor 1796 berekenden 81 tonen dit o.a. aan.
  Het blijkt ook uit de evolutie van de intervallen tussen de
  opeenvolgende geboorten bij paren die 7, 8 en 9 kinderen
  voortbrachten :
  
  7 kinderen : 24,2 - 24,0 - 22,3 - 24,6 - 30,0 - 33,0 ( 4 1 paren)
  
  8 kinderen : 22,4 - 24,0 - 26,4 - 2 4 ,1 - 25,2 - 29,0 - 34,5 ( 24 paren)
  9 kinderen : 2 1,0 - 20,2 - 2 1,7 - 2 1 ,1 - 24,6 - 2 1,2 - 24,5 - -30,0
  ( 1 3 paren)
  
  De vraag is o f in de lagere bevolkingsklassen de huwe­
  lijksleeftijd hoger was dan in de hoogste klasse. De enkele
  schaarse gegevens betreffende de huwelijksleeftijd waarover
  80.
   V oor de periode 17 2 0 -17 3 1 kennen wij voor 1 1 8 vruchtbare
  paren gegroepeerd in twee klassen (zie hierboven blz. 56 ), de huwe­
  lijksdatum. In slechts 42 % der gevallen wordt het eerste kind bin­
  nen het jaar na het huwelijk geboren (vroegtijdige geboorten ge­
  w eerd). In de hoogste klasse worden 24,5 % ; in de laagste klasse
  27,5 % der kinderen in de 9de en 10de maand na het huwelijk ge­
  boren. Deze percenten liggen merkelijk lager dan de hierboven aan­
  gehaalde. D e. lagere klasse schijnt hier vruchtbaarder te zijn. Toch
  is het zo dat in de hoogste klasse een hoger percentage kinderen in
  de 9de maand na het huwelijk geboren werd (12 ,2 5 tegenover 8,7).
  Voor dezelfde periode berekenden w ij de intervallen tussen de op­
  eenvolgende geboorten (500 intervallen). W ij bekwamen volgende
  frekwentietabel :
  laagste klasse
  totaal
  hoogste klasse
  — 18 maanden
  22,7
  26,8
  24,6
  3 1,0
  18-23 m.
  28,2
  2 5 ,1
  24-29 m.
  27,5
  26,0
  26,8
  30-35 m.
  10 ,2
  9,4
  9,8
  + 35 m.
  10,6
  9,4
  11,9
  Opvallend is dat in vergelijking met de hierboven medegedeelde ge­
  gevens de intervallen van 30 m. en meer in de laagste klasse minder
  veelvuldig geworden zijn. In de periode 17 2 0 - 3 1 , komen geen spec­
  taculaire graancrises voor (zie verder blz. 12 9 ).
  8 1. D. Dalle, a.w., p. 136.
  wij beschikken laten niet toe de vraag bevestigend te be­
  antwoorden. V oor ieder sociale groep berekenden wij n.l.
   in
  
  een vijftigtal
  
  gevallen de
  
  huwelijksleeftijd van
  
  de
  
  vrouw 82. Volgens deze gegevens bedroeg de gemiddelde
  leeftijd respectievelijk 83 :
  Klasse I (56 gevallen) 26,4 (59 96 jonger dan 26 jaar)
  Klasse I I (54 gevallen) 26,6 (50 % jonger dan 26 jaar)
  Klasse I I I (50 gevallen) 25,8 (62 % jonger dan 26 jaar)
  
  O ok de vaststelling dat de langere duur van de interval­
  len tussen twee opeenvolgende geboorten in de lagere klas­
  sen bij alle vrouwen genoteerd wordt onverschillig o f ze
  twee of meer kinderen voortbrachten M, wijst er op dat het
  vastgestelde verschijnsel geen verband houdt met de huwe­
  lijksleeftijd. Een andere mogelijke verklaring voor de lange­
  re intervallen in de laagste klassen kan gezocht worden in
  een onderbreking van de cyclische voortplantingsverschijn­
  selen gedurende de lactatieperiode. Het antwoord op de
  vraag in hoever de borstvoeding de bevruchting remde kan
  benaderd worden zo men de intervallen tussen de opeenvol­
  gende geboorten berekent, enerzijds in die gevallen waar het
  voorgaande kind bij de geboorte of kort na de geboorte
  d.w.z. binnen de drie maanden na de geboorte, gestorven
  is, anderzijds in die gevallen waar het voorgaande kind lan­
  ger dan één jaar in leven bleef. Het is zo dat voor de pe­
  riode die ons bezig houdt, in de sterfteregisters van de stad
  alleen af en toe het overlijden van een kind vermeld wordt.
  In slechts 173 gevallen konden wij over de nodige gegevens
  beschikken. W ij rangschikten ze volgens de overlevingsduur
  van het voorgaande kind in drie kategorieën en berekenden
  82. Aangezien in de huwelijksregisters van de stad de leeftijd van
  de partners niet aangegeven wordt was dit slechts mogelijk in zover
  de vrouw te Veum e geboren was en wij de doopakte terugvonden.
   83. Voor de uitsluitend eerste huwelijken liggen de waarden enigs­
  zins lager : Klasse I 26 m. ; klasse I I 26 m. ; klasse I I I 24,7 m.
  Betrekken w ij in onze berekeningen die gevallen waarvan w ij enkel
  de leeftijd van de vrouw kennen bij de geboorte van het eerste kind,
  dan bekomen wij volgende waarden : klasse I ( 7 1 gevallen) 26,5 m.,
  klasse I I (62 gevallen) 26,7 m., klasse I I I (68 gevallen) 24,7 m.
  84. Zie hierboven noot 78.
  de gemiddelde interval tussen de opeenvolgende geboorten.
  Dit gaf volgend resultaat 85 :
  A
  
  I
  
  0- 3 m.
  3-12 m.
  + 1 2 m.
  2 1,2 (29)
  23,4 ( 1 7 )
  28,4 (2 2 )
  
  II
  20,3
  24,9
  30,5
  
  (3 2 )
  (13 )
  (29)
  
  III
  
  Tot.
  20,4 ( 1 3 )
  19,0 ( 8 )
  23,4 ( 10 )
  
  20,7 (74)
  23,0 (38)
  28,6 ( 6 1)
  
  Deze enkele schaarse gegevens schijnen er wel op te wij­
  zen dat de interval tussen de opeenvolgende geboorten groter
  wordt naarmate de overlevingsduur van het voorgaande kind
  hoger is en naar wij veronderstellen de borstvoeding langer
  toegepast wordt 86. De kortere intervallen tussen twee op­
  eenvolgende geboorten bij langere overlevingsduur in de
  hoogste klasse wijst er wellicht op dat in deze klasse de zorg
  en de voeding van de pasgeborene in een groot aantal ge­
  vallen aan een min toevertrouwd werd.
   Waren de copulaties — en dit is dan een derde mogelijk­
  heid — in de lagere klassen minder bevruchtend ? Hierbo­
  ven stelden wij vast dat in de lagere klassen, de meest frekwente intervallen (9 en 10 m .) tussen huwelijk en eerste
  geboorte, in minder sterke mate voorkomen dan in de meer
  gegoede stand. Hierbij dient opgemerkt dat het percentage
  van het aantal geboorten in de 1 1 de en 1 2 de maand na het
  huwelijk in de lagere klassen hoger is dan in de meer ge­
  goede klasse, wat er op wijst dat de oorzaak van het vast­
  gestelde verschijnsel niet het gevolg is van een hoger aantal
  miskramen in de lagere klassen 87. De studie van de sprei­
  ding van de intervallen tussen de opeenvolgende geboorten
  in die gevallen waar het voorgaande kind bij de geboorte
  85. D e gegevens betekenen : A overlevingsduur ; I , I I , I I I ge­
  middelde interval in de drie sociale klassen. Tussen haakjes het
  aantal gevallen waarop de berekeningen steunen.
  86. J . Henripin, a.w., p. 86 komt tot hetzelfde besluit. Zie ook :
  J . Ganiage, Trois villages d’Ile-de-France au 18e siècle (in I.N .E.D .,
  cahier 40 (19 6 3 ), p. 96).
  87. In dit geval zouden de langere intervallen in de laagste klassen
  in veel sterkere mate vertegenwoordigd zijn dan in de meer ge­
  goede klasse. D it betekent niet dat het voorkomen van miskramen
  geen rol kan gespeeld hebben (zie verder blz. 12 6 -12 7 ).
  of kort na de geboorte overleed, toont aan dat de kortere
  intervallen ( — 18 m .) in sterkere mate vertegenwoordigd
  zijn in de meer gegoede standen :
  — 18 m.
   I
  48 %
  
  II
  53 96
  
  III
  6 1 °/o
  
  De vraag schijnt bijgevolg bevestigend te mogen beant­
  woord worden. Een gemis van onderhoudsmiddelen kan als
  mogelijke verklaring voor de geringere vruchtbaarheid in
  bedoelde klassen weerhouden worden.
  D e trendlijn der huwelijken per oogstjaar.
  Steunend op de gegevens over het aantal huwelijken in
  de parochies St.-Denijs cn St.-Niklaas mogen wij aannemen
  dat. in de eerste helft van de zeventiende eeuw, de huwelijkscurve opwaarts gericht was. In 1646 slaat de tendens
  om en treedt een scherpe daling in die in 1652 haar laagste
  punt bereikt. In 1653 start een vloedperiode die zich, eerst
  aarzelend, ontwikkelt over 3 1 /2 golven waarvan de opeen­
  volgende maxima en minima met moeite een hoger niveau
  bereiken.
  max.
  min.
  1665: 48,6
  16 7 5: 38,4
  
  16 8 1: 49,6
  1689: 39
  
  16 9 3: 47,3
  1700: 38,9
  
  170 7: 49,6
  
  In 1708 slaat de tendens om. De ebperiode die volgt
  ontwikkelt zich over 2 1/ 2 golven met minima in 1715
  (3 6 ,7 ), 1740 (2 9 ,3 ), 1757 (2 4 ,6 ) en maxima in 1722
  (4 3 ,1 ) en 1748 (3 6 ,4 ). De dalen van deze golven liggen
  telkens lager, de toppen telkens minder hoog. In de vloed­
  periode die zich tussen 1758 en 1791 over 2 1 /2 golven
  ontwikkelt is de stijgende tendens nauwelijks merkbaar :
  maxima in 1764 (3 2 ,4 ), 1778 (3 0 ,6 ) en 1791 (3 2 ,7 ) en
  minima in 1771 (2 5 ) en 1783 (2 7 ).
  D e curve vertoont wel een zekere overeenkomst met de
  huwelijkscurve op het platteland 88 : de belangrijke inzin­
  king omstreeks 1645, de langzame stijging in de tweede
  88. D . Dalle, Bevolking Veurne-Ambacht, p. 129 - grafiek IX.
   helft van de zeventiende eeuw, de ineenstorting van de cur­
  ve in de eerste helft van de 18de eeuw, de nieuwe stijging
  in de tweede helft van laatstgenoemde eeuw. Er zijn enkele
  belangrijke verschillen. De huwelijkscurve in de stad her­
  pakt zich, na de inzinking van 1645 vlugger dan op het
  platteland (zie spits 1 665), maar de stijging wordt in het
  laatste kwart van de eeuw nog duidelijker geremd dan op
  het platteland. De ineenstorting van de curve in de eerste
  helft van de achttiende eeuw begint in de stad vroeger dan
  op het platteland en is nog belangrijker.
  Groeperen wij thans onze gegevens betreffende de hu­
  welijken in tienjaarlijkse gemiddelden en vergelijken wij de
  bekomen grafieken (zie grafiek I ) met de huwelijkscurven
  van Gent, Mechelen en Brugge 89.
  1646-55
  1656-65
  1666-75
  1676-85
  1686-95
  
  A ll
  400
  440
  457
  427
  
  1696-05
  1706-15
  17 16 -2 5
  1726-35
  1736-45
  
  403
  446
  4 16
  339
  3 17
  
  1746-55
  1756-65
  1766-75
  1776-85
  1786-95
  
  331
  283
  271
  306
  302
  
  Terwijl de algemene tendens van de Gentse, Mechelse en
  Brugse curven licht stijgend is tot 1706-1715 (de curven
  evolueren op een hoger niveau dan in 1646-55), bereikt
  de Veurnse curve reeds haar maximum in 1646-55 en is
  de algemene tendens in de tweede helft van de zeventiende
  eeuw eerder licht dalend. Toch is er in de onderdelen een
  opvallende gelijkenis met de Gentse curve vanaf 1646-55
  en met de Mechelse curve vanaf 1656-65 wat betreft de
  naar boven gerichte spitsen en inzinkingen. De Brugse curve
  volgt tot 1686-95 een eigen baan : stijgend tot 1666-75,
  lichte inzinking in 1676-85. De inzinking van 1696-1705
  vinden wij in de vier curven terug.
   Na 1706-15 treedt in de vier curven een scherpe daling
  in, die, te Brugge uitgezonderd, even onderbroken wordt
  door de naar boven gerichte spits van 1746-55. Terwijl te
  89.
  H . Van Werveke, a.w., grafiek tegenover p. 8 ; C. W ijffels,
  a.w., p. 12 5 3.
  Gent en te Brugge de tendens omslaat in 1756-65, gebeurt
  zulks te Mechelen en te Veurne pas in het volgende decen­
  nium. Zoals dit het geval was voor de geboortecurve is ook
  de stijging van de huwelijkscurve op het einde van de acht­
  tiende eeuw te Gent veel intenser dan in de andere steden.
  D e hertrouw cijfers.
  In onze studie over het bevolkingscijfer van Veurne-Ambacht in de 17de en de 18de eeuw, wezen wij er op hoe het
  verloop van de huwelijkscurve in sterkere mate dan tot
  dan toe aanvaard werd, door het groot aantal tweede huwe­
  lijken beïnvloed werd 90. W ij vestigden er tevens de aan­
  dacht op dat de gewoonte het weduwschap van de huwe­
  lijkspartners in de parochieregisters te vermelden blijkbaar
  vroeger ingang vond waar het de vrouwelijke partner be­
  trof. Dit laatste vermoeden wordt door het onderzoek der
  parochieregisters van Veurne-stad bevestigd. Het weduw­
  schap van de vrouwelijke partner wordt er vanaf 1664 be­
  trekkelijk regelmatig vermeld, voor het weduwschap van
  de mannelijke partner is dit slechts het geval vanaf 1706.
  