Les facteurs démographiques familiaux

Jérôme LEJEUNE.

Les facteurs démographiques familiaux. In La Progenèse, Ch. XXV, 353, 1955.


Sommaire

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A. Les facteurs isolés

L'influence de l'âge des progéniteurs aussi bien que celle du rang de naissance, sur la qualité de la descendance a été dès longtemps soupçonnée. Les expressions du commun langage " enfant de vieux, ou tard-venu " reflètent une intuition populaire des phénomènes que nous allons étudier.

L'isolement artificiel des différents facteurs démographiques familiaux permet de distinguer : l'âge de la mère, l'âge du père et l'âge relatif des époux, le rang de naissance de l'enfant, le type de la grossesse, l'intervalle de temps séparant les naissances successives, et, enfin, les dimensions de la famille.

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a) L'âge de la mère.

De nombreuses circonstances, sociales ou historiques, sont susceptibles d'influer sur l'âge auquel les femmes procréent leurs enfants ; il est fort probable que de tels phénomènes soient susceptibles de modifier grandement les qualités des jeunes couches de la population, mais nous ne pouvons nous étendre sur ce sujet qui sort de notre propos.

Plus précisément, nous étudierons à l'intérieur des familles d'une part, et dans la population générale d'autre part, l'influence de l'âge de la mère sur les qualités de la descendance. Cette donnée chronologique qui constitue un indice du degré de maturité ou de vieillissement de l'organisme maternel, est susceptible de fournir de précieuses informations. On peut penser, en effet, qu'un ovaire à peine mature, ou au contraire un organisme surmené par des grossesses trop rapprochées sont capables de produire des gamètes porteurs d'altérations plus ou moins graves.

Malheureusement, la plupart des statistiques actuellement existantes ne font état que de classes quinquennales (mères de 20 à 24 ans, de 25 à 29, etc.), ce qui ne permet pas toujours d'étudier ce facteur avec toute la précision désirable.

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b) L'âge du père et la différence d'âge entre les époux.

A priori, une influence de l'âge du père peut être attendue, aussi bien qu'un retentissement de la différence d'âge entre les deux parents.

Nous noterons dès maintenant, pour n'y plus revenir, qu'aucun travail actuellement publié n'a pu montrer une influence propre de l'âge du père, et nous ferons immédiatement justice d'une ancienne opinion selon laquelle le sexe de l'enfant varie statistiquement dans le même sens que la différence d'âge entre les parents (loi de HOFACKER et SADLER) qui semble n'avoir aucun support expérimental chez l'homme,

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c) Le rang de naissance.

Le fait pour un enfant d'être le premier ou le dernier de sa famille n'est certes point indifférent. Indépendamment toute répercussion psychique, les particularités des grossesses antérieures et leur nombre sont capables de retentir sur le développement de l'enfant. Nous verrons que ce facteur influe sur de nombreux caractères physiopathologiques.

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d) L'intervalle entre les naissances.

Ce facteur a donné lieu à de nombreux travaux, surtout démographiques. Récemment, TURPIN, DEROCHE et SCHÜTZENBERGER ont montré qu'il existait une relation statistiquement mesurable entre le sexe des enfants se suivant à intervalle rapproché ; enfin, le type même de la grossesse, influe lui aussi sur le sexe des enfants.

De même les dimensions de la famille qui résultent de l'interaction des divers facteurs énoncés plus haut comportent par elles-mêmes des implications matérielles, sociales et psychologiques qui font que leur influence a été plus spécialement étudiée sous l'angle psychométrique.

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B. Les interactions entre facteurs

Cette simple énumération indique de façon évidente que ces facteurs que nous venons artificiellement d'isoler sont loin d'être indépendants les uns des autres. De fait, il est bien certain qu'une importante corrélation (0,50 dans la plupart des populations) (1) existe entre l'âge de la mère et le rang de naissance de l'enfant. Un quatrième enfant a plus de chance de naître d'une mère de 30 ans et plus, que d'une mère très jeune, la réciproque étant également vraie.

Nous allons d'ailleurs voir que les actions apparemment intriquées et indissociables de ces deux facteurs, peuvent reposer sur des bases biologiques tout à fait différentes.

Le cas bien connu de la maladie hémolytique du nouveau-né par incompatibilité Rhésus entre la mère et l'enfant nous fournira un exemple de cette dissociation possible.

Une mère Rh- porte un foetus Rh+ et, par auto-défense contre une protéine étrangère, fabrique des anticorps anti Rh+. A la grossesse suivante, le taux des anticorps anti Rh+ peut être suffisamment élevé pour déclencher chez le foetus (s'il est Rh+ lui aussi) une érythroblastose foetale. C'est parfois seulement à la 3e ou à la 4e grossesse d'un foetus Rh+ que se produit ce phénomène, la concentration suffisante en anticorps anti Rh+ ne s'établissant parfois que très progressivement.

Dans ces conditions, si nous recueillons dans un but statistique toutes les observations d'enfants atteints d'érythroblastose, nous constaterons deux phénomènes :

1°) les enfants atteints de maladie hémolytique ont, en moyenne, un rang de naissance plus élevé que ne le voudrait le hasard (ils ne sont pratiquement jamais les aînés, mais toujours les 2e, 3e ou 4e) ;

2°) l'âge des mères à la naissance des enfants anormaux est plus élevé que celui des mères d'enfants normaux. Ceci pour la simple raison qu'une mère est obligatoirement plus âgée à la naissance de son deuxième enfant qu'à celle de son premier. Cependant, si nous ne connaissions pas le mécanisme déterminant l'érythroblastose, il nous serait difficile de départager l'influence de l'âge de la mère (ici phénomène parasite) de celle du rang de naissance.

Plusieurs méthodes statistiques ont été proposées pour effectuer cette discrimination, et permettent en effet de séparer ces deux facteurs l'un de l'autre.

La méthode la plus simple, celle qui vient immédiatement à l'esprit, est la suivante :

Si l'âge maternel avait une action propre, on pourrait constater que, à rang de naissance égal, les nourrissons atteints de maladie hémolytique sont nés de mère plus vieilles (en moyenne) que celles des enfants normaux. Par exemple, la comparaison de l'âge moyen des mères des anormaux, seconds de leur fratrie, avec l'âge moyen des mères des enfants normaux, seconds eux aussi de leur fratrie, peut nous apporter la solution du problème : si les âges des mères sont statistiquement identiques, seul le rang de naissance peut être incriminé ; par contre, si à rang égal, l'âge des mères d'anormaux était plus élevé que celui des mères d'enfants normaux, ce dernier facteur (âge maternel) serait en cause. Cette dernière éventualité se trouve réalisée d'ailleurs dans une autre affection, le mongolisme.

Cette méthode simple a pour défaut d'être peu sensible, et pour être utilisable, elle doit être appliquée à un grand nombre d'observations d'anormaux (un millier environ).

C'est pour pallier cet inconvénient que L. S. PENROSE mit au point, en 1934, une méthode statistique infiniment plus sensible, en perfectionnant l'artifice imaginé par GREENWOOD et YULE. Cette méthode, qui ressort d'ailleurs d'un raisonnement à peu près analogue à celui que nous venons de faire, présente à vrai dire de plus grandes difficultés de calcul, mais permet d'utiliser une information dix fois plus restreinte (une centaine de cas).

Sans la décrire, nous dirons seulement qu'elle consiste à estimer, d'après les données, la probabilité de naissance d'un enfant anormal pour chaque âge de la mère.

Supposant ensuite que le rang de naissance n'entre pas en jeu dans le déterminisme de l'affection étudiée, il est facile de prévoir le nombre d'anormaux devant naître à chaque rang de naissance possible. La comparaison des résultats observés et des chiffres attendus, conduit aux mêmes conclusions que tout à l'heure.

L'utilisation de cette méthode de PENROSE est cependant limitée par deux considérations : il est en effet indispensable de posséder les informations rang de naissance et âge de la mère, pour tous les enfants de la fratrie, de plus, l'enquête doit se limiter à des familles " complètes " c'est-à -dire que la mère doit, au moment du recensement, être suffisamment âgée pour qu'une naissance ultérieure soit hautement improbable ; faute de quoi, il apparaîtrait forcément un déséquilibre en faveur des derniers-nés.

Très brièvement, nous terminerons ce rappel méthodologique, en indiquant qu'il existe des artifices statistiques permettant d'étudier les interactions entre les autres facteurs :

- méthode des coefficients de corrélation partielle (PENROSE 1933) pour discriminer l'influence de l'âge du père de celle de l'âge de la mère ;

- méthode des groupements familiaux (TURPIN et SCHÜTZENBERGER) pour estimer l'influence de l'intervalle entre les naissances en fonction du sexe de la grossesse précédente.

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I. Influence des facteurs démographiques familiaux sur les particularités somatiques normales de la descendance

Dans cette revue synoptique des caractères somatiques normaux et pathologiques influencés par les facteurs démographiques familiaux, nous nous sommes largement inspirés du rapport de R. TURPIN, H. DUCHÈNE, M. P. SCHÜTZENBERGER et J. BUTTER au XIIIe Congrès des Pédiatres de langue française (Alger 7, 8, 9 mai 1951). Sans suivre exactement 1e plan d'ensemble de ces auteurs nous avons fait un si large emprunt à leur travail que nous désirons signaler ce fait dès le début de cet exposé pour éviter une accumulation de références identiques.

Le sexe

Parmi les caractères normaux, il en est peu dont les variations en fonction de l'âge des parents, du rang de naissance de l'enfant, ou de l'intervalle entre sa naissance et la naissance précédente, aient fait l'objet d'études aussi nombreuses et aussi contradictoires.

De fait, l'énorme masse d'informations, rassemblées chaque jour pour les nécessités de l'état-civil, fournit sur ce sujet un matériel particulièrement propice à l'étude statistique. Cependant, la pauvreté relative de ces informations (l'état civil ignorant par exemple les fausses-couches de moins de cinq mois) réduit considérablement l'intérêt scientifique de ces documents.

L'influence du rang de naissance.

La thèse selon laquelle les premiers-nés seraient plus fréquemment des garçons a été soutenue par DUSING (1884), BIDDER (1887) et PUNNET (1903). En 1938, CIOCCI a confirmé ce phénomène, et les chiffres recueillis par lui sur les naissances aux U.S.A. entre 1915 et 1934 peuvent se résumer ainsi :

Rang de naissanceTaux de masculinité
10,5153
20,5145
30,5143
40,5130
5 et plus0,5124

SLATER a constaté, lui aussi, le même phénomène en 1944. De toutes façons la différence qui semble significative n'atteint pas un pour cent. TURPIN et SCHUTZENBERGER, sur 14000 familles de 5 enfants et plus, ont trouvé une variation dans le même sens, mais la différence observée entre premiers-nés et autres rangs de naissance n'était pas statistiquement significative.

Age des progéniteurs.

Les statistiques démographiques françaises faisaient état, en 1945, du fait suivant :

Le taux de masculinité à un âge donné du père, croît lorsque l'âge de la mère augmente, et décroît, pour un âge donné de la mère, lorsque l'âge du père augmente (cité par TURPIN et SGHÜTZENBERGER).

De telles variations mériteraient un examen plus précis en utilisant des classes d'âges annuelles, et non quinquennales, car ce phénomène ne peut être définitivement affirmé.

Intervalle entre les naissances.

Les travaux de L. C. GINI ont montré qu'il existe des familles d'une masculinité extrême (dans un sens ou dans l'autre) avec une fréquence plus élevée que ne le voudrait le hasard seul, ainsi qu'il ressort clairement des statistiques de GEISSLER DEREYMAEKER a montré en Belgique une corrélation entre les sexes des naissances successives, mais sans éliminer l'action perturbatrice possible de certains couples, prédisposés à donner plus fréquemment des enfants de meure sexe.

En 1948, TURPIN et SCHÜTZENBERGER reprirent cette étude en utilisant 979 familles de 5 enfants, dont 3 garçons et 3 filles, et résumèrent leurs observations dans le tableau suivant.

Tableau I.
Familles de trois garçons et de trois filles.
Nombre de séquencesComposition de la familleNombre de familles observéesFréquence moyenne
4MMMFFF 62 59,00
FFFMMM 56
3 MMFFFM 4949,75
MFFFMM53
FFMMMF 50
FMMMFF 47
2MMFMFF 5350,75
MMFFMF 53
MFMMFF 48
MFFMMF 46
FFMFMM 56
FFMMFM 53
FMFFMM 53
FMMFFM 44
1MFMFFM 5142,00
MFFMFM 50
FMMFMF 35
FMFMMF 32
0MFMFMF 4644,00
FMFMFM 42
Total979
Fréquence moyenne 48,95
d 'après TURPIN et SCHUTZENBERGER, (1948)

L'ensemble des chiffres confirme, après analyse classe par classe, ce résultat indiscutable :

Il existe une liaison intrinsèque entre le sexe des enfants successifs.

De même (TURPIN, DEROCHE et SCHUTZENBERGER, 1950) purent montrer sur 826 familles de 7 enfants et plus que l'intervalle séparant deux grossesses s'établit comme suit :

Intervalleentre garçon et garçon24,38 mois.
entre garçon et fille25,03
entre fille et garçon24,27
entre fille et fille23,56

Résultat que les statisticiens avaient déjà soupçonné dès 1912 dans la " statistique des familles ", mais sans pouvoir éliminer de façon satisfaisante l'influence de la gémellité.

Ces travaux amènent à soupçonner chez la femme l'existence de périodes gynophiles ou androphiles, déterminées par le caractère de la grossesse précédente.

Aucune influence nette du moment de la fécondation n'a pu être mise en évidence par ces mêmes auteurs (2).

Type de la grossesse.

On sait, depuis TURPIN et CARATZALI (1937), que la masculinité est notablement plus basse dans les grossesses gémellaires que dans les grossesses simples. Une étude des grossesses multiples a pu préciser cette régression de la masculinité en fonction du degré de multiplicité des grossesses.

Indice de la masculinité
Grossesses simples-
(10.383.732).0,51574
Grossesses doubles
(1.614.246).0,51071
Grossesses triples
(15.582).0,49451
Grossesses quadruples
(346).0,48265
(d'après LEJEUNE, 1951).

La régression de cet indice est statistiquement significative. La cause de cette régression semble devoir être cherchée dans la diminution progressive de la fréquence des lots homogènes mâles par rapport aux lots homogènes femelles. Plusieurs explications ont été proposées pour rendre compte de ce phénomène :

1°) l'oeuf femelle a une plus grande tendance à la polyembryonie que l'oeuf mâle. A ce propos, nous rappellerons la statistique de FORSTER (cité par SCHWALBE, 1907) qui sur 355 cas de monstres doubles relève 232 femelles contre 123 mâles ;

2°) la mortinatalité des mâles est plus grande que celle des femelles, et dans les quelques semaines qui suivent la fécondation il y aurait plus de mâles éliminés que de femelles (STRANDSKOV) ;

3°) la polyzygotie entraînerait, par elle-même, une régression de la masculinité (TURPIN).

Il est actuellement difficile de déterminer dans quelle mesure ces trois facteurs possibles peuvent être incriminés, mais il semble que la tendance polyembryonique plus grande de l'oeuf femelle soit la connaissance la mieux établie sur ce sujet.

L'existence du double mécanisme, polyovulation et polyembryonnie, rendrait souhaitable que le diagnostic de gémellité permit de séparer dans les statistiques les grossesses de type différent, ce qui n'est malheureusement pas réalisé, les données d'état civil faisant seulement état de la répartition par sexe.

D'autre part, les grossesses multiples sont rares ; on relève, en effet, à peu près :

1 naissance double pour 90 naissances simples.

1 - triple pour 90 - doubles.

1 - quadruple pour 90 - triples.

1 - quintuple pour 90 - quadruples.

Cette progression empirique portant le nom de loi de Hellin.

Ces deux difficultés : diagnostic insuffisant du type gémellaire et rareté du phénomène, n'ont pas, jusqu'ici, permis de rapporter sûrement à sa cause véritable la régression de l'indice de la masculinité en fonction du degré de multiplicité de la grossesse.

La gémellité

C'est au démographe français Lucien MARCH que revient 1e mérite d'avoir, le premier, signalé la liaison existant entre l'âge de la mère et la fréquence des grossesses multiples.

L'on sait, depuis WEINBERG (1901) pallier le manque d'information sur le type du couple (monozygote ou dizygote) en utilisant l'artifice mathématique suivant :

Si une double ovulation, combinée à une double fécondation, était seule en cause, les fréquences des couples MM, MF et FF devraient être entre elles, comme les expressions : P2, 2pq, q2, termes du développement du binôme du second degré (p + q)2, dans lesquelles p = fréquence des mâles ; q = fréquence des femelles, et P + q = 1, par définition.

Comme les trois types de couples (MM, MF et FF) se rencontrent avec des fréquences à peu près égales, on est amené à penser que la déviation observée est causée par les gémellités monozygotes qui fournissent exclusivement des couples de même sexe. Grosso-modo, on peut estimer que le nombre des grossesses monozygotes est égal au nombre total des couples bisexués, soit environ un tiers du total.

Depuis les travaux classiques de MARCH, DAHLBERG (1926), GREULICH (1934), GUTTMACHER (1937), KOMAI et FUKUOKA (1936), deux mémoires récents ont apporté des précisions importantes sur les facteurs influençant la fréquence de la gémellité.

Influence de l'âge de la mère et du rang de naissance.

Dans tous les travaux que nous venons de signaler, c'est surtout l'âge de la mère qui a retenu l'attention des chercheurs, et les résultats obtenus, pour intéressants qu'ils soient, auraient bénéficiés de l'application mathématique de la méthode Penrose dont nous avons parlé plus haut.

En 1948, Trudy ENDERS et Curt STERN Ont statistiquement étudié l'ensemble des naissances aux U.S.A., ce qui leur a permis de tirer les conclusions suivantes que nous reproduisons :

1°) Pour les Noirs et pour les Blancs, la fréquence des accouchements jumeaux dizygotes avec au moins un enfant vivant, dans l'ensemble des accouchements, varie avec l'âge de la mère. Elle manifeste un accroissement continu jusqu'au groupe d'âge des femmes de 35 à 40 ans, et une décroissance pour le groupe d'âge des femmes de 40 à 50 ans.

2°) Pour les Noirs et pour les Blancs, la fréquence des accouchements de jumeaux monozygotes montre une tendance à l'accroissement avec l'âge de la mère pour l'ensemble de toutes les classes d'âge. Cette tendance, significative, est légère pour les Blancs et marquée pour les Noirs.

3°) La différence qui existe entre les Noirs et les Blancs en ce qui concerne la tendance à l'accroissement des naissances monozygotes avec l'âge de la mère semble significative.

Si le travail de ENDERS et STERN Se recommande par son ampleur, un travail antérieur (1940) de YERUSHALMY et SHEERER sur 1830 paires de jumeaux révèlait lui aussi un accroissement de la fréquence de la gémellité en fonction de l'âge de la mère (maximum vers 35-40 ans) mais ces auteurs, étudiant le rang de naissance, arrivaient aux conclusions suivantes :

" Il est à remarquer que la fréquence des paires de même sexe chez les jeunes mères (moins de 25 ans) s'accroît beaucoup plus rapidement (avec le rang de naissance) que celle des paires de sexes opposés, bien que pour les mères de plus de 25 ans, une variation inverse soit observée quand le rang de naissance est maintenu constant ; l'on note que les variations avec l'âge de la mère sont plus prononcées pour les paires de sexe opposé que pour celles de même sexe.

On peut voir que l'accroissement de fréquence avec le rang de naissance et l'âge de la mère a été observé seulement en ce qui concerne les jumeaux dizygotes, alors que pour les monozygotes, la tendance n'était marquée, ni pour l'âge de la mère ni pour le rang de naissance. Toutefois, on observera que les jeunes mères qui ont déjà eu de nombreux accouchements ont une fréquence relativement élevée de jumeaux identiques ".

Récemment, Norma Mac ARTHUR, reprenant l'étude de ce problème sur un très nombreux matériel, a apporté à plusieurs reprises des confirmations de cette relation en 1953-1954. L'utilisation de la

méthode de PENROSE lui permit de montrer que la probabilité de naissance de jumeaux de sexe différent augmente avec l'âge de la mère, et, indépendamment, avec le rang de naissance. D'autre part, il semblerait que la fréquence des monozygotes, qui croît, elle aussi, avec l'âge de la mère, soit beaucoup moins influencée par le rang de naissance.

Nous retiendrons donc de ces études sur la gémellité les résultats suivants qui semblent définitivement établis :

La fréquence des gémellités dizygotes croît rapidement en fonction de l'âge de la mère pour aboutir à un maximum vers 35 ans et retomber très rapidement ensuite ; une influence propre du rang de naissance a pu être mise en évidence. La monozygotie voit, elle aussi, sa fréquence augmenter avec l'âge de la mère, mais moins vite, plus régulièrement et sans maximum. Par contre, le rang de naissance ne semble pas jouer un rôle ici.

Reste enfin, l'hypothétique influence de l'âge du père, dont YERUSHALMY et SHEERER déclarent " l'âge du père n'a guère d'influence sur la fréquence des jumeaux dizygotes, mais en ce qui concerne les monozygotes on constate un léger accroissement avec l'âge du père pour presque tous les groupes d'âge de la mère ". Cependant, étant donné les chiffres rapportés par ces auteurs, une telle influence peut être considérée comme nettement démontrée.


Fig. 1. - Fréquence des naissances doubles, en fonction de l'âge de la mère. (d'après ENDERS et STERN, Génétics, 1948.)

Influence sur la longévité.

De nombreux travaux ont été poursuivis sur ce sujet par de nombreux auteurs, tels K. PEARSON, WEINBERG, MACAULAY, YULE et GREENNOOD, qui ont publié de nombreux travaux dont on trouvera un résumé dans le mémoire d'EWART (1914).

En 1950, Mlle JALAVISTO, étudiant un important échantillon de familles suédoises et finlandaises, put montrer que l'âge de la mère a une influence décisive sur la longévité des enfants : leur espoir de vie varie en raison inverse de l'âge maternel à leur naissance. Dans tous les cas, l'espoir de vie des aînés est toujours plus important que celui des enfants suivants. Simultanément, Mlle JALAVISTO a montré que l'influence de l'âge du père sur ce phénomène était nulle.

Le désir de résumer brièvement les diverses notions que nous venons d'exposer, nous amène à mettre en évidence les points suivants :

1°) dans les naissances simples, il existe une diminution faible mais certaine du taux de la masculinité en fonction du rang de naissance ;

2°) dans les naissances multiples il existe une nette diminution du taux de la masculinité en fonction du degré de multiplicité des grossesses ;

3°) il existe une corrélation entre le sexe des enfants successifs, d'autant plus intense que l'intervalle de temps séparant leurs naissances est plus bref ;

4°) la fréquence de la gémellité s'accroît avec l'âge de la mère et le rang de naissance, cet accroissement étant surtout prononcé pour les gémellités dizygotes ;

5°) la longévité des enfants varie en raison inverse de l'âge de la mère au moment de leur naissance.

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II. Influence des facteurs démographiques familiaux sur les caractères pathologiques

Il est possible d'utiliser pour cette étude deux sources d'information fort différentes. D'une part les données brutes de l'état civil, traitées suivant les méthodes démographiques permettent de préciser les variations et de la fécondité, et de la fertilité des femmes en fonction de leur âge, ainsi que la viabilité des enfants auxquels elles peuvent donner naissance ; d'autre part, les statistiques médicales, entreprises dans un but précis, permettent de mettre en évidence le rôle des facteurs démographiques familiaux dans la fréquence des malformations.

La viabilité

a) L'altitude à la procréation.

La stérilité, la fertilité et la fécondité des femmes sont directement en rapport avec leur âge. Quoique nous n'ayions jusqu'ici que peu de notions sur les modifications structurelles que le vieillissement peut provoquer au niveau de l'ovaire, des études comme celles de PHILIPP et HUBER (1940) ou de TIERTIG (1944) donnent des indications précises sur les stades du vieillissement. Dès la trentième année, des troubles circulatoires apparaissent dans l'ovaire, qui seront à la base du processus sclérosant, constamment observable passé 35 ans.

Il est logique de penser que ces phénomènes, outre le retentissement utérin qu'ils peuvent avoir (milieu défavorable à l'embryon), sont susceptibles de porter atteinte à l'ovule même, et il est possible que certains remaniements du patrimoine héréditaire soient favorisés par l'approche de la ménopause. Les études démographiques de P. VINCENT ont permis d'étudier la fertilité dans les populations non malthusiennes (qui n'utilisent pas de méthodes anti-conceptionnelles) et ont amené cet auteur aux conclusions suivantes, en tenant compte de l'âge au mariage.

" 1. Jusqu'à 30 ans et même un peu au delà , la stérilité partiellement acquise hors mariage est nettement inférieure à la stérilité acquise dans le même temps par les couples qui viennent d'avoir un enfant, quel qu'en soit le rang. Il paraît plausible de voir dans cette différence une mesure de la stérilité causée par une maternité par rapport à celle qui résulte du vieillissement.

2. A partir de 35 ans, et même un peu avant, l'influence du vieillissement paraît prépondérante.

3. A tous les âges, la stérilité consécutive à une maternité paraît décroître légèrement avec le rang de cette maternité.

4. Au delà de 40 ans, la courbe de la stérilité partiellement acquise hors mariage diverge très nettement des autres, tant ce taux particulier de stérilité augmente brutalement ".

De ceci nous retiendrons que si chaque grossesse est par elle-même un facteur de stérilité vis-à -vis de la grossesse suivante, l'âge de la mère joue, à partir de 30-35 ans un rôle considérable.

b) Stérilité primitive.

A ce propos, nous rappelerons une statistique évocatrice mais malheureusement assez mal exploitée de FULCONIS (1936), qui sur plus de 1000 cas de " manifestations pures d'infantilisme, pubescence, aplasie utérine, déviations et anomalies tubaires ", a trouvé :

7,5 % de filles uniques ;

18 % de filles aînées ;

30 % de filles dernières nées.

c) Les avortements spontanés.

Il est admis à l'heure actuelle que la fréquence des avortements spontanés croît avec l'âge de la mère, mais les informations recueillies ne l'ont été que sur des populations restreintes.

Les travaux de GINI (1912) ont contribué à affirmer ce phénomène et ont reçu récemment une bonne confirmation par ceux de C. TIETZE (1950) et ses collaborateurs qui ont étudié la fréquence des avortements sur 1497 grossesses planifiées, c'est-à -dire désirées et voulues par les procréateurs, toute pratique contraceptive étant exclue. Les chiffres recueillis par ces auteurs sont les suivants.

Tableau II.
Age mèreN. GrossessesAvortementsPourcentage
15-24357154,2
25-29644406,2
30-34354318,8
35-391271411,0
40-4415533,3

d) La mortinatalité.

La létalité est un des phénomènes les plus étudiés démographiquement ; en dehors des travaux de GINI (1912) et de ROCHESTER (1923), puis WOODBURY (1925), nous citerons deux travaux français fort importants.

En 1937, R. TURPIN, CARATZALI et GEORGESCO-ROEGEN montrèrent Í partir des statistiques de la France, de 1928 à 1930 que la mortinatalité des premiers-nés suivait des caractéristiques particulières mais qu'à partir du deuxième rang de naissance, le coefficient de mortinatalité croissait régulièrement avec l'âge de la mère. En 1938, GOULD, puis YERUSHAMY montrèrent qu'en plus de l'influence indéniable de l'âge de la mère, le rang de naissance paraissait jouer un certain rôle. Reprenant, en 1949, les statistiques de la France, de l'Italie, de la Grande-Bretagne et des U.S.A., Léon TABAH et jean SUTTER, purent mettre en évidence que pour la France, l'hypothèse d'une action nulle du rang de naissance n'était pas controuvée par les faits. D'autre part, l'étude précise des statistiques italiennes (fig. 1) leur a permis de montrer que l'âge de la mère est seul influant, le rang de naissance ne jouant pratiquement aucun rôle, mis à part le cas particulier des premiers-nés dont la mortinatalité est notablement plus élevée que celle des autres enfants.

Ces auteurs discutèrent les divergences entre leurs observations et celles de YERUSHALMY et conclurent que des facteur socio-économiques, aussi bien que des particularités telles que la fréquence des familles très nombreuses aux U.S.A. devaient en être tenues pour responsables.

L'influence de l'âge du père, invoquée par le même YERUSHALMY a été trouvée ni par C. GINI, ni par SUTHERLAND.

Nous retiendrons en définitive que le premier-né est beaucoup plus exposé que les enfants suivants, mais que l'influence de l'âge de la mère est constamment progressive, indépendamment du rang de naissance.

Une remarque intéressante est que l'influence de l'âge de la mère sur la mortinatalité est indépendante du taux général de la mortinatalité. On voit sur le graphique (fig. 3), que la mortinatalité s'est fortement abaissée au cours de ces dernières décades, mais que l'influence de l'âge maternel est restée constante, les deux courbes étant de même forme.

Enfin, la prématurité, qui paraît être une des causes fondamentales de la mortinatalité n'a fait l'objet que d'études disparates ; cependant l'on admet que la prématurité est plus fréquente chez la primipare que chez la multipare, ce qui expliquerait en partie la mortinatalité élevée des premiers-nés. Il faut remarquer cependant que nous ne connaissons à vrai dire rien de précis sur cette question qui n'a pas jusqu'ici fait l'objet d'études suffisantes.

Du point de vue strictement génétique, il est évident qu'une importante proportion des phénomènes observés ressort de gènes ou de facteurs létaux ou sublétaux. La prédisposition familiale à la mortinatalité et à la prématurité, mise en évidence par GARDINER et YERUSHALMY (1939) suggère bien un mécanisme de ce genre. De toutes façons, nous retiendrons que seul l'âge de la mère a une influence indéniable sur la viabilité qui régresse au fur et à mesure que l'âge maternel s'élève, les autres facteurs n'ayant qu'une action beaucoup plus discrète, et peut-être même nulle.


Fig. 2. - Italie 1937-38-39. Taux de mortalité suivant l'âge des mires pour chaque rang de naissance. (d'après Tabah et Sutter, 1948)


Fig. 3. - Mortinatalité et âge maternel. ( d'après les chiffres de l'I.N.S.E.E.)

Les malformations

Mongolisme.

Il est peu de maladies humaines dans lesquelles l'influence de l'âge de la mère et du rang de naissance de l'enfant aient été aussi précisément étudiés que dans le mongolisme.

Cette maladie présente, en effet, une curieuse relation avec l'âge de la mère qui semble y jouer un rôle étiologique mis en évidence par de nombreux auteurs.

Tableau III.
NOMBRE DE CAS
Age maternelObservésAttendus dans l'hypothèse d'une non-influence de l'âge de la mèreFréquence pour mille naissances
15-1937,750,6
20-24929,620,5
25-291934,060,8
30-341425,740,8
35-393116,742,8
40-44326,307,6
45-49130,7127,5
Total 121120,921,5
(d'après BEALL et STANTON,1945).

Récemment, BEALL et STANTON (1945), ont déterminé directement (d'après les registres des maternités), la fréquence du mongolisme en fonction de l'âge de la mère.

Plus récemment, CARTER et Mac CARTHY (1951) reprirent une enquête identique et obtinrent des résultats comparables sur 66366 naissances.

Tableau VI.
Age de la mère14 Í 1920-2425-2930-3435-3940-4445 et +
Fréquence du Mongolisme pour 10000,00,280,291,723,5214,1826,3
Fréquence moyenme = 1 ,51 ‰

Ces résultats confirment à nouveau les travaux antérieurs tels que ceux de PENROSE (1934), JENKINS (1933), BLEYER (1938), TURPIN et A. CARATZALI (1937), qui montraient que l'âge moyen de la mère au moment de la naissance d'un mongolien était de 33,3 ± 0,84 contre 28,9 ± 0,55 pour les collatéraux viables.

Tous ces résultats concordants doivent cependant être précisés, car aucun d'eux n'exclut le rôle étiologique possible du rang de naissance, si ce n'est le remarquable travail de PENROSE (1934). Ce dernier mit au point une méthode mathématique dont nous avons déjà parlé, méthode qui lui permit de prouver définitivement que si la fréquence du mongolisme s'accroît en fonction du vieillissement de la mère, le rang de naissance ne joue aucun rôle en cet accroissement. Voici, en effet, les résultats de son enquête sur 224 mères de mongoliens.

Tableau V.
Rang de naissanceNombre observé de mongoliensNombre attendu dans l'hypothèse d'une non-influence du rang de naissance
1er rang 2623,97
2e ou 3e rang 5557,36
4e, 5e ou 6e rang 5961,98
7e au 10e rang 6158,37
11e au 17e rang 2322,14
(d'après PENROSE, L. S., 1933).


Fig. 4. - Fréquence des naissances d'enfants mongoliens en fonction de l'âge de la mère. (d'après L. S. PENROSE, in : Biology of Mental Defect, p. 186)

De plus, la méthode des coefficients de corrélation partielle lui permit d'éliminer l'influence possible de l'âge du père :

Les corrélations initiales sont les suivantes :

Age de la mère et mongolisme : 0,36

Age de la mère et âge du père : 0,83

Mongolisme et âge du père : 0,29

On en déduit que l'âge de la mère étant constant, cette corrélation mongolismeâge du père n'est plus que de 0,01 ± 0,04, c'est-Í -dire " aussi près de zéro qu'on pouvait le souhaiter ".

Nombre de casNombre d'enfants nés de mères ayant passé 40 ans%
BROUSSEAU (1928)58422438,4
PENROSE (1951). 103842240,7
CARTER and Mc CARTHY (1951).1003535,0
0STER (1953).51816231,3
TURPIN et LEJEUNE (non publié).1344432,8

Enfin, les résultats des différents auteurs présentent une remarquable concordance, en montrant tous que plus d'un tiers des mongoliens naissent de mères de plus de 40 ans alors que les enfants normaux ne naissent de mères de plus de 40 ans qu'avec une fréquence inférieure à 5 %.

D'un autre côté, PENROSE (1951) montra que les mères de plusieurs mongoliens sont en moyenne plus jeunes que les mères de mongoliens isolés dans une fratrie saine. Ce fait corrobore l'opinion des auteurs incriminant un facteur génotypique dans le déterminisme de cette affection.

Le risque d'avoir un enfant mongolien.

Ainsi que nous l'avons vu, ce risque augmente progressivement avec l'âge maternel, de 1 /2000 environ pour une femme de moins de 35 ans, pour atteindre 2 à 3 % pour une femme de plus de 40 ans (peut-être même 10 % d'après BENDA).

Il est à remarquer que la naissance d'un mongolien semble accroître la probabilité d'apparition d'un second dans la même famille ; en effet, la statistique des cas familiaux permet d'estimer ce risque à 1/35, ou 1/67, selon les auteurs. Les divergences sont difficiles à trancher car les statistiques sont trop peu étendues et l'âge de la mère allant s'accroissant à chaque naissance, la naissance d'un second mongolien devient évidemment plus probable.

Les conclusions eugéniques qu'il est possible de tirer de ces statistiques sont celles de OSTER :

" Si les femmes n'avaient plus d'enfants passé l'âge de 40 ans, la fréquence du mongolisme diminuerait de plus de 30 % ".

Sur le plan pratique, le médecin est parfois questionné par une mère de mongolien sur le risque qu'elle court de mettre au monde un nouvel enfant malformé. La réponse qui peut être indiquée par nos connaissances actuelles est la suivante :

Si la mère a moins de 35 ans, aucune contre-indication vraie n'existe, et la grossesse désirée ne doit pas être déconseillée ; le risque d'avoir un nouveau mongolien est en effet très certainement inférieur à 1 %.

Cependant, lorsque l'un des parents est porteur d'une dystrophie de la série mongolienne (langue plicaturée, Epicanthus, pli palmaire traverse, etc ...), le pronostic nous semble devoir être beaucoup plus réservé.

Enfin, si la mère a dépassé 35-40 ans, le risque devient assez élevé (10 % peut-être), pour que le conseil eugénique soit nettement négatif.

La sténose congénitale du pylore.

A l'inverse des constatations faites dans le mongolisme, l'action du rang de naissance est ici prépondérante.

L'influence de la primogéniture, quoique contestée par certains (THURSTONE et JENKINS, BELL et FITZGIBBON) était cependant apparue importante à de nombreux généticiens, et la confirmation statistique de cette impression a été apportée par COCKAYNE et PENROSE en 1943.

L'étude de ce phénomène est assez difficile, car la comparaison entre la proportion des premiers-nés atteints de cette affection et celles des premiers-nés de la population normale est rendue aléatoire pour ce fait que les familles peuvent volontairement limiter le nombre de leurs enfants après la naissance d'un anormal. De même, le simple recensement des cas hospitaliers entraîne, lui aussi, une erreur systématique inverse : l'enfant présenté au chirurgien étant toujours le dernier-né, en raison de l'apparition ultra-précoce de cette maladie.

Pour obvier à ces critiques méthodologiques graves, COCKAYNE et PENROSE sont partis de cas opérés depuis un temps assez long (six ans en moyenne) et ont pu ainsi examiner à domicile 212 familles.

L'observation des enfants nés après le malformé est, en effet, indispensable ; mais les familles n'étant certainement pas complètes au bout de six ans, une décision absolue ne peut être apportée par ce travail. Cependant, une extrapolation légitime à partir de ces données a conduit ces auteurs à affirmer :

" Le premier né est peut-être deux fois plus exposé que les enfants ultérieurs, mais pas plus de six fois ".

D'un autre côté, ROBERTSON (1940) trouva que la fréquence de la sténose du pylore est de 1/37 pour les grossesses gémellaires, alors qu'elle n'est que de 1/83 dans les grossesses simples, ce qui laisse à penser que le " milieu maternel " influence grandement l'expression de cette malformation.

En ce qui concerne l'influence de l'âge des progéniteurs les conclusions de COCKAYNE et PENROSE sont très fermes, ni l'âge de la mère (28, 77 ans contre 28, 58 chez les normaux) ni l'âge du père n'ont d'influence sur la fréquence de la malformation.

Anomalies congénitales du système nerveux.

Les différents auteurs ont rapproché sous cette rubrique l'anencéphalie, l'hydrocéphalie et la spina bifida à cause de leur fréquence chez un même sujet et de leur groupement familial. De même la date probable d'apparition de la lésion se situe au même stade de la vie embryonnaire pour ces trois affections, la huitième semaine environ.

Ces anomalies représentent à peu près la moitié des affections congénitales, soit environ 1 % de toutes les naissances.

MALPAS (1937), puis PENROSE (1946) montrèrent que l'âge de la mère joue un rôle, puisque sur les 144 cas de PENROSE, 17, soit 11,8 % étaient nés de mères de plus de 40 ans, le pourcentage des enfants normaux (nés de mères de plus de 40 ans) étant de moins de 5 %.

Récemment, dans une enquête sur les facteurs progénésiques, R. TURPIN, M.P. SCHÜTZENBERGER et P. LEFEVER retrouvèrent (1953) cette influence de l'âge de la mère.

Il est à remarquer que le rang de naissance de l'enfant joue, ici, un rôle, les premiers-nés étant plus exposés que les enfants ultérieurs.

Placenta proevia.

Cette affection est, elle aussi, indiscutablement liée à l'âge avancé de la mère : PENROSE (1939) trouvant 8 cas sur 35 chez des mères de plus de 40 ans (soit 22,8 %).

KALMUS, dans une enquête de 1947, rapporte les chiffres suivants :

Age mèreRang de naissance
Placenta proevia centralis31,78 ± 0,982,69 ± 0,22
.Placenta proevia marginalis32,18 ± 0,613,92 ± 0,31
Hémorragies 29,40 ± 0,352,87 ± 0,13
Grossesses normales27,42 ± 0,191,91 ± 0,05

Une discussion serrée de ses résultats et de ceux antérieurs de PENROSE permet à KALMUS de conclure ainsi :

" Le placenta proevia centrales ne représente qu'un faible pourcentage de tous les placenta proevia ou de toutes les hémorragies quand la mère est jeune ou qu'elle a eu de nombreuses grossesses antérieures. Il devient le type prédominant chez les primipares âgées et les secondipares chez lesquelles il peut constituer 64 à 72 % de tous les placenta et la moitié ou le tiers de toutes les hémorragies ".

Autres malformations.

Le chorioépithéliome et la môle vésiculaire sont très influencés par l'âge de la mère. BREWS, en 1939, trouve en effet que 33 % de ces anomalies sont rencontrées chez des femmes de plus de 40 ans.

L'Achondroplasie, affection strictement héréditaire, semble elle aussi influencée par l'âge maternel, MORCH, en 1941, trouvant sur 99 cas, 15 issus de mères de plus de 40 ans (dans le cas d'achondroplasie sporadique) ; (la fréquence des anormaux issus de mère achondroplasique ne semblant pas influencée par l'âge de celle-ci).

Le bec de lièvre a été considéré par MALPAS comme influencé par l'âge de la mère. TURPIN et coll. (1944) montra de son côté que les mères les plus jeunes semblent donner les formes les plus graves. Il semblerait en fait (Mac MAHON et Mc KEONN, 1953) que la fente palatine isolée ne soit pas influencée par l'âge de la mère ; au contraire, dans les cas de bec de lièvre avec ou sans fissure palatine, les mères des anormaux seraient statistiquement plus âgées que celles des enfants normaux.

De même, de nombreuses anomalies, telles que l'exomphalos, le talus varus équin, l'atrésie oesophagienne, l'ostéoporose crânienne congénitale, etc..., ont été étudiées sous cet aspect et une relation avec l'âge de la mère a pu être mise en évidence.

Pour terminer, nous mentionnerons la vaste enquête de MURPHY (1940) qui, après avoir rassemblé tous les décès d'enfants malformés survenus à Philadelphie entre le 1er janvier 1929 et le 31 décembre 1935, a publié les chiffres suivants :

Echantillon témoinMalformationsRapport des fréquences
10-14 10
15-19130430,866
20-24 5051630,840
25-29 5161760,890
30-34 2771111,045
35-39 123861,820
40-44 28242,241
45-49443,000
1584607


Fig. 5. - Fréquence des enfants atteints de malformations en fonction de l'âge de la mère. ( d'après D.P. Murphy, in Congenital malformation, 1940, p. 23)

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Conclusion

Après cette rapide revue de l'influence de l'âge maternel sur les caractères physiopathologiques de l'enfant, il nous semble utile de rappeler que des faits identiques sont retrouvés, in anima vili.

Sans vouloir énumérer les travaux nombreux qui ont été publiés sur ce sujet (on en trouvera un excellent résumé dans la revue générale de Brian Mac MAHON (1953), nous noterons, par exemple, que les neufs issus de rotifères âgés donnent des individus à vie brève et qu'une sélection des neufs de reproducteurs âgés aboutit à l'extinction de la population ; une sélection inverse d'oeufs issus de reproducteurs jeunes aboutit à une nouvelle population de longévité très augmentée (LANSING).

Chez le cobaye et chez la souris, au contraire, la fréquence de la polydactylie régresse en fonction du vieillissement de la mère.

En définitive, quelle que soit l'espèce envisagée, il semble bien établi que l'âge de la mère à la naissance des enfants soit d'une importance capitale pour la " qualité " de ceux-ci.

Des études de la longévité, de la mortinatalité et de la fréquence des malformations chez l'homme il résulte que la période otpimale pour la procréation se situe entre 20 et 35 ans (période qui coïncide d'ailleurs avec la fertilité maxima). C'est en effet entre ces âges que toutes les courbes étudiées présentent un plateau minimal. Cette simple constatation statistique nous dictera les conclusions eugéniques évidentes qui en découlent.


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Notes

(1) Il faut remarquer que cette corrélation entre l'âge de la mère et le rang de naissance n'est pas linéaire, ainsi que l'ont montré KALMUS et coll. Le rang moyen des enfants variant linéairement pour un âge donné de la mère, alors que l'âge moyen de la mère pour un rang de naissance donné de l'enfant croit de moins en moins vite. Cette dissociation est d'ailleurs utilisée par les tests statistiques que nous décrirons tout à l'heure.

(2) Nous rappelons ici, à titre de curiosité, car ceci sort du cadre de notre exposé, que récemment W. OTTO examinant 90.000 adultes, a pu montrer que les sujets nés au printemps et en été sont en moyenne plus grands que ceux nés en automne et en hiver. La différence moyenne est petite (1 à 2 mm) mais cependant tout à fait significative du point de vue statistique. Sa signification biologique reste difficile à préciser.