ÉTUDES DÉMOGRAPHIQUES || L'effet de la conjoncture économique sur la nuptialité en Belgique

Department of Economics, Universite Catholique de Louvain

L'effet de la conjoncture économique sur la nuptialité en BelgiqueAuthor(s): Tae-Ho YooSource: Recherches Économiques de Louvain / Louvain Economic Review, 32e Année, No. 6,ÉTUDES DÉMOGRAPHIQUES (septembre 1966), pp. 469-486Published by: Department of Economics, Universite Catholique de LouvainStable URL: http://www.jstor.org/stable/40723108 .

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L'effet de la conjoncture économique sur la nuptialité en Belgique

PAR

Tae-HoYoo*

I - Introduction

Depuis le début du XXe siècle plusieurs démographes ont étudié l'influence de la conjoncture économique sur le mariage. Cette recherche souvent fouillée, était motivée à priori par l'idée que chaque individu contracte mariage d'après sa capacité financière, celle-ci étant à son tour conditionnée par la conjoncture économique générale. En d'autres termes, on pose comme hypothèse que le taux de nuptialité, facteur dépendant, suit proportionnellement la même évolution que la conjoncture économique, considérée comme le facteur indépendant dans la relation entre les deux variables.

Dans ce domaine, il existe des études publiées déjà au début du siècle par Hooker (*), March (2) et Yule (3). Yule avait étudié l'influence du cycle économique sur la nuptialité, en Grande-Bre- tagne pour la période 1870-1895, en calculant la corrélation entre les deux facteurs en question. L'analyse de Yule nous avait montré d'une manière concluante qu'il existe une forte corrélation entre le taux de nuptialité et la conjoncture économique ( +.795).

Dans leur analyse de la conjoncture économique par rapport aux taux de nuptialité et de natalité, dans six régions des États-Unis d'Amérique pour la période 1870-1920, Ogburn et Thomas laissaient entendre qu'en Amérique la corrélation entre la conjoncture

♦ Département Démographie, Université de Louvain. Mandat de l'In- stitut de Recherches Économiques, Sociales et Politiques.

Í1) R.H. Hooker, Correlation of the Marriage-Rate with Trade, Journal of the Royal Statistical Society, vol. 64, 1901, pp. 485-492.

(2) L. March, Comparaison numérique de courbes statistiques, Journal de la Société de Statistique de Paris, vol. 46, 1905, pp. 255-277, 306-31 1 .

(3) G.U. Yule, On the Changes in the Marriage and Birth-Rates in Eng- land and Wales During the Past Half Century; with an Inquiry as to Their Probable Causes, Journal of the Royal Statistical Society, vol. 69, 1906, pp. 122-126.

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économique et le taux de nuptialité fut encore plus forte qu'en Grande-Bretagne: +. 87 (4).

Bien que le coefficient de corrélation en question fut de 3% inférieur à son calcul précédent (1920), Thomas a mis en évidence vingt ans plus tard que les coefficients de la dépendance entre le mariage et la conjoncture économique sont plus forts que les coefficients de corrélation entre la conjoncture économique et la natalité de premier rang (5).

Les recherches de même nature se poursuivent. Récemment, Dudley Kirk a fait une étude analogue à celle de Thomas pour les États-Unis, portant sur la période 1920-1958. La conclusion de ses recherches confirme encore une fois que le taux de nuptialité suit sensiblement l'évolution de la situation économique (6).

II - Taux de nuptialité et conjoncture économique : notion DEBASE

Le but de notre recherche vise également à examiner l'influence de la conjoncture économique sur le taux de nuptialité en Belgique pour la période de 1900 à 1960. Il est nécessaire de préciser, avant de traiter la méthode de recherche proprement dite, quels sont les facteurs de la conjoncture économique et de la nuptialité que nous avons retenus pour la présente étude. Pour notre recherche, nous avons retenu les indices de production industrielle comme l'indica- teur le plus fidèle de la conjoncture économique. Bien qu'on soit appelé à supposer qu'il y ait une proportionnalité relative dans le rapport multiple entre l'emploi, le revenu et la production industrielle, nous pensons qu'en période de prospérité la population est plus sensible à la variation du niveau de revenu, qui est à son tour

(4) W.F. Ogburn and D.S. Thomas, The Influence of the Business Cycle on Certain Social Conditions, Quarterly Publications of the American Statis- tical Association, vol. 18, 1922, pp. 324-340 et 339. Voir aussi A. J. Lotka et M. Spœgelman. dans Statistical Bulletin of the Metropolitan Life Insurance Company, mai 1939, p. 6.

(5) V.L. Galbraith et D.S. Thomas, Birth Rates and Interwar Business Cycles, Journal of the American Statistical Association, vol. 36, n° 216, déc. 1941, pp. 465-476. Rappelons que le coefficient en question est +. 84.

(e) Dudley Kirk, The Influence of Business Cycles on Marriage and Birth Rates, Demographic and Economie Changes in Developed Countries, Princeton, N.J., 1960, pp. 241-260.

470



conditionnée par le volume de production industrielle. L'expérience dans la présente étude nous a démontré que, pendant la période de chômage excessif, l'indice de l'emploi est plus représentatif de la conjoncture économique que l'indice de production industrielle.

Rappelons cependant que la production industrielle peut devenir un indice plus représentatif de la conjoncture économique pour autant que le pays considéré soit suffisamment industrialisé. Cepen- dant, dans la mesure du possible, nous allons tenir compte d'autres facteurs tels que les prix de détail, le niveau général des prix et le degré de l'emploi.

Les taux bruts de nuptialité s'obtiennent en rapportant le nombre de mariages à la population moyenne du pays; le numéra- teur porte ici sur le nombre total de premiers mariages et de rema- riages. N'oublions pas cependant que ces taux de nuptialité sont des mauvais indices de la propension au mariage, car ils ne représentent qu'une variable dépendante de plusieurs autres facteurs (7). A cet égard, les taux bruts de nuptialité retenus pour notre recherche sont fortement influencés par la composition par âge de la population étudiée. Pour tenir compte de l'effet de la structure par âge de la population sur le mariage, nous avons eu recours à une méthode de standardisation indirecte des taux de nuptialité (8). Malheureuse- ment, nous n'avons pu calculer les taux standardisés de nuptialité que pour la période 1945-1963 à cause du manque de données statistiques.

On peut discerner ici trois périodes d'observation : Io : 1900- 1913; 2° : 1925-1938; 3° : 1950-1960. Dans l'ensemble, on a trente- neuf ans d'observation.

On a exclu de l'observation les années de guerre et les années immédiatement ultérieures qui ont subi profondément l'influence de la guerre. Ainsi, pour la deuxième période on a éliminé onze ans à partir de 1914 jusqu'à 1924 et douze ans à partir de 1938 jusqu'à 1949 pour la troisième période. Il faut signaler en passant, que la récupération de mariages dans la deuxième période a duré plus longtemps que lors de la troisième période, et que l'importance de

(7) G. Wunsch, Les méthodes d'analyse de la nuptialité : leur application au cas de la Belgique, Recherches économiques de Louvain, sept. 1965, pp. 467-468.

(8) G.W. Barclay, Techniques of Population Analysis, New York, 1958, pp. 161-166.

471



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la récupération fut beaucoup plus marquée aussi : le taux de nup- tialité passa de 8,03 en 1913 à 14,22 en 1920; pour la troisième période, le taux de nuptialité passa seulement de 7,60 en 1937 à 9,90 en 1947.

D'après le graphique I la courbe des taux de nuptialité montre qu'en dehors des périodes de récupération, les taux de mariage évoluent dans la tendance à la baisse; par contre, la courbe de l'indice de production avait une tendance à la hausse.

Examinons d'abord la première série (1900-1913). On constate que les taux de nuptialité demeurent stables par rapport à la variation relativement forte vers le haut de la production industrielle. La courbe de la deuxième série (1925-1938) tant pour la production industrielle que pour la nuptialité évolue d'une façon instable. En ce qui concerne la troisième série (1950-1963), la courbe de la production industrielle monte en flèche, tandis que la courbe des mariages descend légèrement.

La tendance à la baisse du taux de nuptialité a été signalée partout dans les pays qui ont été frappés par la seconde guerre mondiale; le déclin des taux de nuptialité est dû essentiellement à l'influence des modifications dans la structure par âge suite à la baisse de la fécondité qui s'est produite entre les deux guerres (9). Ainsi, pour que l'influence perturbatrice de la structure de la population par âge soit éliminée, nous avons remplacé pour la troisième période les taux bruts de nuptialité par les taux standardisés de nuptialité. A cet égard, le graphique I nous montre clairement la différence entre ces deux taux de nuptialité : les taux standardisés reflètent plus fidèlement la réalité de l'évolution matrimoniale marquée par la précocité du mariage et la diminution des célibataires définitifs (10).

III - MÉTHODES STATISTIQUES

Après avoir précisé les facteurs de la conjoncture économique, les taux bruts de nuptialité et les périodes d'observation, nous allons aborder la méthodologie propre à notre recherche.

(9) M. WornuN, La situation démographique en Belgique, Documents CEP ESS, 2e année, 1963, n° 2.

(10) Ch. Wattelar, Evolution et comparaison régionale de la nuptialité en Belgique (voir présent numéro).

473



Le premier objectif de notre recherche est avant tout d'observer s'il y a un phénomène de covariation d'une année à l'autre entre le taux de nuptialité et la conjoncture économique. Les coefficients de covariation en question nous permettront d'obtenir les coefficients de corrélation de trois séries observées. Pour mesurer l'intensité de la covariation entre séries chronologiques, il y a quatre méthodes possibles : Γ indice de Fechner; 2° indice de covariation tendancielle; 3° indice de covariation différentielle; 4° coefficients de corré- lation linéaire.

Γ La première méthode consiste à repérer les fréquences relatives des concordances entre les variations concomitantes des deux séries chronologiques. Si on a η nombres de termes dans chaque série, c +d = n9 l'indice serait (c - d)/(c + d) = /, où c représente le nombre de concordances, </ représente le nombre de discordances. Cet indice est très simple, parce qu'il ne tient pas compte de l'importance relative des variations.

2° La méthode de l'indice de covariation tendancielle est meilleure parce qu'elle comble la lacune de la première méthode qui néglige l'importance des variations d'ensemble.

La formule de la deuxième méthode est la suivante :

Τ T =Ç- 5 = ΣΧίγ*. T C +D =

ipcj^l où C est la somme des produits χ{γ{ positifs, D la somme des produits x{y{ négatifs. Cet indice pondéré, ou autrement dit indice de dépendance, a été utilisé par l'Office Central de Statistique pour calculer la corrélation entre la nuptialité et le chômage en Belgique pour la période 1926-1937. La deuxième méthode a été utilisée également par Fr. Michotte pour calculer la corrélation entre les activités industrielles et agricoles et la nuptialité en Belgique pour la période 1805-1940 (n).

Cependant, pour la période que nous avons envisagée, l'indice de covariation tendancielle n'est applicable ni à la courbe de nup- tialité ni à la courbe de conjoncture économique dont l'évolution est traduite par la faible importance des fluctuations chronologiques par rapport à leur moyenne; en effet l'utilisation de l'indice de covariation tendancielle suppose de calculer les séries des écarts des taux de

(u) Léon H. DuPRffiz, Des mouvements économiques généraux, Louvain, 1951, pp. 280-284.

474



nuptialité et des indices de production industrielle, à leurs moyennes, c'est-à-dire à la ligne horizontale passant par la moyenne χ ou la moyenne y des observations. Pour cette raison, nous avons remplacé les séries des écarts à la moyenne par les séries des écarts à la tendance.

3° Pour la troisième méthode nous avons utilisé Pindice de covariation différentielle dont voici la formule :

! D = ΣΧ,Υ, = Σ(Χί - x'dïjyt - yd D Vzx? Viy? Vxoc,.-*;)2 Vzfo-j;;)2

Pour ce faire, on était appelé à tracer d'abord six paraboles de tendance en résolvant les équations de deuxième degré :

y' = b0 +bt χ +b2x2; Graphique II - Taux bruts de nuptialité, indice de production indus-

trielle et leurs tendances (1900-1913, 1925-1938)

s5' - ι - ι - ι - ι - ι - fît - ι - ι - ι - ι - ι - ι - '% go / ' 9js

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475



ensuite on a calculé les écarts par rapport à la tendance. Les graphiques II et III montrent les fluctuations des variables économiques et démographiques autour de leur tendance pour les trois périodes et les graphiques IV et V montrent le pourcentage de déviation des indices de production et des taux de nuptialité par rapport à leurs tendances respectives.

Graphique III - Taux standardisés de nuptialité, indice de la production INDUSTRIELLE ET LEUR TENDANCE (1950-1960)

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4° Comme quatrième méthode, nous avons calculé des coefficients de corrélation linéaire à partir des pourcentages de dispersion des deux variables par rapport à la tendance.

On se souviendra que pour le calcul de l'indice de covariation différentielle on a considéré hypothétiquement la variable démo- graphique (la nuptialité) comme variable dépendante et la variable économique (le volume de production) comme variable indépen- dante sans y introduire effectivement la linéarité entre deux variables.

Pour qu'il y ait dépendance mutuelle entre la conjoncture économique et la nuptialité, ou du moins une forte dépendance dé

476



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477



la nuptialité vis-à-vis de la conjoncture économique, nous avons calculé deux lignes de régression auxquelles correspondent les coefficients de corrélation linéaire.

Graphique V - Pourcentages de la déviation de la tendance des indices DE PRODUCTION ET DES TAUX STANDARDISÉS DE NUPTIALITÉ (1950-1960)

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Pour notre étude, le coefficient de corrélation nous est donné dans sa forme classique par l'expression, Ν étant le nombre de termes :

_ Σηιν (Xi - x) (yj - y) V _ Νσχσ,

Vu que le coefficient de corrélation linéaire peut être considéré comme la moyenne des produits d'écarts relatifs, soit comme le quotient de la moyenne des produits des écarts par le produit des variances (σχ.σγ)9 τ peut être positif ou négatif, selon le signe de la somme des produits. On notera également que la corrélation étant parfaite si by.bx = 1, et nulle si ay = ax = 0, le coefficient inter- médiaire sera compris entre -1 et 1.

478



Graphique VI - Relation linéaire entre les taux standardisés de (}) NUPTIALITÉ ET LES INDICES DE PRODUCTION INDUSTRIELLE (1925-1938)

yen fonà»uJîS~- ^> ^* V - Xm Pr0(/ucthn

i1) Les coefficients angulaires de droites de régression sont calculés sous la forme suivante :

byX =r.aylax (1) bXy = r.axlay (2)

TABLEAU I - Indices de covariation et coefficients de corrélation de DISPERSION (%) DE LA TENDANCE ENTRE L'INDICE DE PRODUCTION ET LA NUPTIALITÉ

Méthode Méthode Méthode Méthode ι ii m iv

Variable Variable Période indépen- dépen- Indice Covaria- Covaria- Coefficient

dante dante simple tion tion de tendan- différen- corré- cielle tielle lation

Indice de Taux 1900-1913 produc- bruts de 0,42 0,15 0,10 -0,001

tion in- nuptialité dustrielle

Indice de Taux 1925-1938 produc- bruts de 0,85 0,98 0,72 0,68

tion in- nuptialité dustrielle

Indice de Taux 1950-1960 produc- standar- 0,09 0,23 0,50 0,20

tion in- dises de dustrielle nuptialité



IV - Quelques caractéristiques des résultats

Avant de nous engager dans l'interprétation sommaire des résultats, il faut signaler tout de suite que l'interprétation du coefficient de corrélation est une besogne assez difficile à faire. Surtout lorsqu'il s'agit d'interpréter la liaison entre un fait économique et un phénomène social dynamique, l'interprétation purement numé- rique est souvent trompeuse. C'est avec ce souci que nous allons simplement relever certaines caractéristiques du calcul.

Dans le tableau I, nous avons donné les résultats du calcul selon les différentes méthodes. Comme le montre le tableau I, le coefficient de corrélation de la première période 1900-1913 est négatif et celui de la troisième période 1950-1960 est insignifiant, tandis que le coefficient de corrélation de la deuxième période 1925-1938 est assez significatif. Pour vérifier si ce dernier coefficient de corrélation est vraiment significatif, on a procédé à un test simple. Cela consiste à savoir si la valeur r est compatible avec l'hypothèse ρ = 0, c'est-à- dire comparer r à son écart-type

1

1 1 σΓ = ^= = - = 0,27 V14 - ι 3>6 2σΓ = 0,54

La probabilité d'aboutir à une telle corrélation 2σΓ < r, dans un échantillon tiré d'une population sans corrélation, étant inférieure à 0,05, on peut conclure que la valeur observée de r (0,68) est signi- ficative. En plus, d'après la table de Fisher, table de distribution du coefficient de corrélation r, on peut interpréter qu'avec douze degrés de liberté, ν = {η - 2), notre valeur r (0,68) est supérieure aux coefficients 0,53 au seuil de 5% et même 0,66 au seuil de 1 %.

Il faut signaler ici que le coefficient plus élevé signifie 'que les pourcentages de déviation de la tendance respective de la production industrielle et de la nuptialité se trouvent dans la même direction sans qu'il y ait la même importance de déviation entre les deux variables. Nous pouvons aussi dire au sujet des trois premières méthodes que l'indice de covariation dépend tantôt de Yimportance relative de la dispersion de la tendance tantôt de la direction de la fluctuation de deux variables autour de la tendance.

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(1) 1900-1913

On constate ici que le phénomène de covariation entre la nuptialité et la conjoncture économique est absente. Au point de vue économique, l'époque 1900-1913 considérée comme «belle époque » était caractérisée par une expansion économique occasion- née par l'industrialisation. La crise de 1907 n'a pas empêché le mouvement économique belge de poursuivre sa croissance, bien que l'Allemagne et les États-Unis aient été touchés. Ainsi, lorsque l'indice de production industrielle fut en progrès constant, la courbe de nuptialité stable semblait ne pas être sensible du tout au change- ment économique.

Le degré de l'emploi était assez élevé à ce moment-là. En particulier les industries artisanales utilisaient largement la main-d'œuvre féminine : malgré l'absence d'indication en ce qui concerne le taux d'activité féminine par âge, le pourcentage de l'activité féminine totale s'élevait à 29% contre 62% pour l'activité masculine. On peut présumer que la participation importante des femmes au gain de la valeur ajoutée, pour autant que la plupart d'entre elles fussent célibataires, leur aurait donné de grandes possibilités de faire des projets de mariage. Il faut ajouter à ceci que le salaire a augmenté plus rapidement que le prix de détail dont l'augmentation ne débuta sérieusement qu'à partir de 1912 comme conséquence de la haute conjoncture (12).

Il en résulterait que la haute conjoncture dans laquelle s'opérait le mouvement d'expansion économique, tant à l'intérieur qu'à l'extérieur, aurait influencé très peu le taux de nuptialité. Il faut ajouter à cette conclusion partielle le fait que les besoins plus simples du ménage n'ont pas modifié le comportement habituel des gens de se marier.

(2) 1925-1938

La période 1925-1938 est caractérisée par l'existence d'une forte corrélation entre la conjoncture économique et le taux de nuptialité. On constate avec clarté que quatre méthodes de calcul ont produit des coefficients tous très élevés. Ceci est dû, numériquement parlant, au fait que saufen 1927 les indices de production et les taux de nup-

(12) F. Michotte, L'évolution des prix de détail en Belgique de 1830 à 1933, Bulletin de V Institut des Sciences Économiques, Louvain, mai 1937.

481



tialité ont évolué dans un sens concordant et que la dispersion de deux variables a été respectivement grande. Au point de vue écono- mique, Tannée 1925 était un point de départ pour une reprise accélérée de la production industrielle. Ainsi, l'indice de production passait de 67,6 en 1925 à 91,1 en 1929; quant au commerce extérieur on a enregistré un montant de 32 milliards de francs en 1929 contre 15 milliards en 1925.

Cependant, la crise de 1930-1939 frappait profondément la Belgique. Comme le remarque L.-H. Dupriez, la conjoncture industrielle se synchronise sur le plan international; ainsi, les crises importantes aux États-Unis et en Angleterre affectèrent l'économie belge. Cette crise a créé une situation critique durant laquelle le chômage s'aggrava et les salaires baissèrent.

Comme le montre le graphique VII, en l'absence de substitution importante entre facteurs de production, le degré de l'emploi suit

Graphique VII - Production industrielle, emploi, salaire nominal, prix DE DÉTAIL (x)

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i1) Sources : Annuaire international du Travail pour le salaire nominal, le prix de détail, le degré d'emploi et Centre de Recherches Économiques de Louvain pour l'indice de production industrielle.

482



de tout près la courbe de la production, ainsi que le niveau du salaire qui est conditionné étroitement par la valeur de la production. Quant aux prix de détail, face à la baisse de la demande tant intérieure qu'extérieure, ceux-ci diminuèrent.

Pendant les six premières années (1925-1930) et les quatre dernières années (1935-1938), l'activité économique était dans une situation de reprise, mais la hausse des prix de détail, en l'absence d'une politique de l'index, aurait presque neutralisé la hausse du salaire nominal. Il en découle que même pendant la phase de reprise économique les prix de détail auraient fortement conditionné les décisions de mariage

Cependant, il est intéressant de noter que le sentiment de pru- dence n'a pas empêché les gens de se marier plus jeunes : 26,6 ans entre 1926-1930 contre 27,5 entre 1916-1920 pour les hommes; 24,2 ans contre 25,6 ans pour les femmes.

(3) 1950-1960

Cette période est caractérisée par l'existence d'une faible corrélation entre la conjoncture économique et le taux de nuptialité.

Au point de vue statistique, la faible corrélation est due au fait que les coefficients d'écart de l'indice de production industrielle se sont fortement élevés surtout au moment où se produisait la dis- cordance entre l'indice de production industrielle et le taux de nuptialité : 1950, 1958 et 1960. Pour mesurer la haute conjoncture que nous avons connue, observons simplement les indices de production industrielle : le niveau de production industrielle progresse à raison de 39% au cours des onze années écoulées; une telle pro- gression industrielle fut rendue possible en particulier par l'accrois- sement très important de l'exportation de produits.

On remarque surtout l'amélioration substantielle de la part des salaires dans la répartition du revenu national brut. On doit signaler également que le salaire réel a augmenté d'une façon constante grâce à la politique de l'index et à l'absence de la hausse excessive des prix de détail.

Ainsi, indépendamment de la situation économique en progres- sion, le taux de nuptialité standardisé marquait une évolution dis- cordante : à la suite du boom de mariages, les taux de nuptialité baissaient continuellement jusqu'à 1952, pour remonter ensuite jusqu'à la période de récession de 1958. Il semble, cependant, que

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la récession de 1958 précédant la fermeture de charbonnages n'a eu qu'un effet minime sur la nuptialité. Nous pensons que l'ensemble des systèmes sociaux et économiques, tels que la politique sociale et le financement des achats de tout genre, ne cessait d'être favorable aux jeunes mariés.

Ce phénomène de l'absence de covariation entre la nuptialité et la conjoncture économique est contraire à ce qui se passe aux États- Unis : pendant la période d'après-guerre (1948-1957), le coefficient de covariation entre les taux de nuptialité et l'indice de production était 0,66% ce qui est significatif au seuil de 5%.

Ceci signifie peut-être sur le plan de la nuptialité, sans faire une distinction entre les périodes de crise économique et de haute conjoncture, que la population américaine est très sensible aux changements momentanés de la situation économique tandis que la population belge l'est moins aux conditions économiques du moment mais l'est davantage aux climats généraux marqués par les mouvements économiques à long terme. Nous pensons également qu'en Belgique l'on est moins soumis au calcul économique pendant une période de conjoncture favorable.

V - Conclusion

Le degré de covariation dans le temps entre le taux de nuptialité et la conjoncture économique est très élevé pendant la période de crise économique prolongée. Ceci signifie qu'une telle situation économique détermine d'une manière décisive le comportement des individus en matière de nuptialité. Par contre, la covariation entre la conjoncture économique et le taux de nuptialité est pratiquement insignifiante pendant la période de haute conjoncture économique dont l'effet sur la nuptialité est certainement stimulant mais ne semble pas être déterminant pour le choix de l'année de mariage. Ces deux conclusions nous amènent à penser qu'indépendamment de la transformation de la structure par âge de la population la stabilité ou la variation de la nuptialité ne dépendent pas seulement des situations économiques, mais aussi des changements sociaux dans le temps.

484



Annexe : INDICE GLOBAL DE LA PRODUCTION INDUSTRIELLE, TAUX BRUTS DE NUPTIALITÉ ET TAUX STANDARDISÉS DE NUPTIALITÉ

Années Indice de production Taux bruts de Taux standardisés (1953 = 100) nuptialité de nuptialité

1900 40,7 8,59 1901 42,8 8,47 1902 48,2 8,20 1903 80,5 7,92 1904 51,4 8,07 1905 47,7 7,96 1906 55,2 8,11 1907 56,0 8,06 1908 53,8 7,83 1909 58,3 7,70 1910 61,0 7,90 1911 64,0 7,96 1912 68,9 8,14 1913 67,9 8,03 1914-1919 période de guerre 1920 49,2 14,22 1921 42,6 11,87 1922 55,7 11,00 1923 63,3 10,50 1924 70,0 10,44 1925 67,6 9,61 1926 78,1 9,25 1927 84,6 9,10 1928 91,1 8,97 1929 91,1 8,94 1930 82,7 8,86 1931 74,0 8,14 1932 63,0 7,59 1933 64,0 7,90 1934 67,1 7,58 1935 76,3 7,62 1936 80,9 7,78 1937 89,0 7,60 1938 76,2 7,35 1939 78,8 6,53 1940-1945 période de guerre

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INDICE GLOBAL DE LA PRODUCTION INDUSTRIELLE, TAUX BRUTS DE NUPTIALITÉ ET TAUX STANDARDISÉS DE NUP- TIALITÉ (Suite)

Années Indice de production Taux bruts de Taux standardisés (1953 = 100) nuptialité de nuptialité

1946 65,7 10,86 1947 84,3 9,90 1948 91,2 9,31 1949 91,2 8,52 1950 93,4 8,33 22,27 1951 105,9 8,12 21,92 1952 100,9 7,71 21,02 1953 100,0 7,71 21,25 1954 105,8 7,70 21,49 1955 116,2 7,76 22,09 1956 123,4 7,69 22,13 1957 123,7 7,60 22,45 1958 116,4 7,42 22,32 1959 121,6 7,15 21,74 1960 129,5 7,12 21,93 1961 134,9 6,79 21,08 1962 141,9 6,73 21,00 1963 152,0 6,72 21,04

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