CAIRN.INFO : Matières à réflexion

1 L’expression de sévères critiques à l’encontre de la paléodémographie conduit aujourd’hui à faire le point sur les grandes directions suivies, tant en France qu’à l’étranger, et à signaler les chantiers méthodologiques en cours. En effet, en délimitant clairement les objectifs et les marges dans lesquelles s’inscrivent les résultats, le paléodémographe est à même d’apporter à l’historien des éléments d’information qui ne peuvent être fournis par les autres sources auxquelles il a accès.

Définition du champ d'étude

2 La paléodémographie a pour champ d'étude les populations passées, qui n’ont pas – ou peu – laissé de documents écrits permettant d'apprécier leurs comportements démographiques. Ses objectifs sont à rapprocher de ceux de la démographie historique : estimation des caractères démographiques d'une population sur un plan statique et dynamique, et analyse du rôle joué par les différentes variables démographiques. La différence entre les deux disciplines tient plus à la nature des sources considérées qu'aux périodes étudiées. Nous conviendrons de désigner par démographie historique[1] les études qui reposent sur des sources écrites, dont on peut tirer quelques enseignements démographiques, et par paléodémographie, celles qui s'appuient sur des sources matérielles. La paléodémographie s'est développée dans deux directions : d'une part, l'évaluation du nombre des hommes sur un territoire donné, et ses variations dans le temps, à partir de vestiges archéologiques ; d'autre part, l'estimation des paramètres démographiques, à partir des déterminations de sexe et d'âge effectuées sur les squelettes humains. Ces deux approches s'appuient sur des sources très différentes et présentent des biais qui leur sont spécifiques.

3 Les méthodes d'estimation des effectifs d'une population peuvent recourir à différents vestiges matériels. Certaines corrèlent la superficie de l'habitat fouillé à une densité de population en fonction des stades technico-culturels considérés (travaux de Hassan, 1981, sur les chasseurs-cueilleurs du Paléolithique). Cependant, cette approche suppose qu'il y ait analogie entre les modes d'organisation des hommes du Paléolithique et ceux des chasseurs-cueilleurs actuels (notamment dans la relation nombre d'habitants/espace occupé).

4 D'autres méthodes se fondent sur les données archéologiques recueillies lors de prospections conduites de manière systématique à l'échelle micro-régionale (Trément, 1999). Ces données sont analysées en fonction des subdivisions chronologiques, afin de saisir les évolutions régionales du peuplement ou, plus précisément, la variation du nombre d'habitants au km2 (Goudineau, 1980 ; Leveau et al., 1993).

5 Compte tenu de l'inégale conservation des vestiges et de problèmes taphonomiques, de la rareté des prospections systématiques et de la diversité des densités d'occupation, les causes d'erreur sont nombreuses et variées. La complexité apparaît clairement lorsqu'on voit qu'une même approche peut conduire à des conclusions diamétralement opposées (ainsi J.-N. Biraben, 1988, voit un important recul de la population au Mésolithique, tandis que J.-G. Rozoy, 1988, annonce le triplement de la population à la même époque).

6 En s'appuyant sur les restes alimentaires, supposés proportionnels à la fois à la population et à la durée d'occupation du site, certains auteurs ont tenté d'estimer la population, en tenant compte des besoins alimentaires quotidiens et de la valeur nutritive des aliments étudiés (Zvelebil, 1981). Cette estimation est évidemment sujette aux fortes variations (régionales et diachroniques) de la consommation alimentaire.

7 D'autres encore se fondent sur les ressources disponibles et, moyennant une hypothèse à connotation malthusienne (l'écosystème influe fondamentalement sur la densité de peuplement), estiment la population d'un territoire donné (Hassan, 1975).

8 Toutes ces études sur l'organisation et l'évolution spatiale du peuplement reposent sur des comparaisons ethnologiques, des modèles et des simulations. Leurs conclusions sont à considérer avec beaucoup de prudence.

9 La deuxième grande orientation prise en paléodémographie, pour estimer des paramètres démographiques, se fonde sur l'analyse anthropologique [2] d’échantillons de populations, représentés par des squelettes. Elle repose sur le matériel issu de sites funéraires, d'époques et de tailles très diverses, depuis les premières tombes du Paléolithique jusqu'aux cimetières modernes. Cette voie de recherche est, elle aussi, pleine de chausse-trappes, sur lesquelles nous aurons l'occasion de revenir, mais vingt ans de travaux critiques lui confèrent aujourd'hui quelque crédit. Moyennant certaines précautions et l'acceptation des limites du document, les résultats obtenus par les paléodémographes français éclairent, faiblement mais honnêtement, la démographie des populations qu'on ne peut plus observer aujourd'hui qu'au travers de leurs ossements [3].

10 C'est à cette seconde branche de la paléodémographie que nous consacrons ce bilan. Une approche démographique de communautés antiques ou médiévales n'est possible que lorsqu'un certain nombre de conditions sont réunies. Le paléodémographe est confronté à de nombreuses difficultés, de la collecte des squelettes à la détermination du sexe et de l'âge au décès, en passant par les hypothèses contraignantes imposées par le recours à des modèles de population. Des solutions ont été proposées pour contourner les biais propres au document, mais elles ne permettent pas toutes de reconstituer la démographie des vivants à partir de celle des morts.

Les outils du paléodémographe

Les sources

11 L'approche paléodémographique des populations anciennes repose sur une source unique : les restes osseux humains. Elle n'est accessible qu'à partir du moment où existent des pratiques funéraires* [4] conservatoires (inhumation ou incinération). Certaines populations ont des pratiques funéraires qui ne permettent pas la conservation des ossements (abandon, exposition, immersion des cadavres). La première tâche de l’anthropologue est de déterminer l’âge et le sexe de sujets représentés uniquement par leur squelette.

Les méthodes de détermination du sexe et de l'âge

12 Toutes les méthodes proposées reposent sur la comparaison de critères morphologiques observés, d'une part sur les séries anciennes et, d'autre part, sur un ensemble de squelettes récents dont le sexe et l'âge au décès sont connus. Elles postulent que les paramètres biologiques utilisés sont constants ou varient peu dans le temps.

• La détermination du sexe

13 L'examen et la mesure de caractères osseux bien définis – pris le plus souvent sur le bassin et le crâne – permettent de déterminer le sexe d'un squelette adulte [5]. La validité des résultats est fonction de l'état de conservation des squelettes, certains caractères étant sexuellement plus discriminants que d'autres. Un anthropologue expérimenté peut attribuer un sexe aux squelettes qu'il étudie avec un risque d'erreur inférieur à 5 %, s'il peut s'appuyer sur plusieurs caractères – et tout particulièrement sur le bassin – mais cela suppose un squelette bien conservé. Le risque d'erreur peut atteindre 20 % lorsque le nombre d'indicateurs est limité.

14 En revanche, il est pratiquement impossible de déterminer le sexe d'un enfant. Certains critères crâniens et coxaux* permettent une approche, mais il faut bien reconnaître que la bonne méthode n'a pas encore été trouvée [6].

• La détermination de l'âge

15 Dans un même contexte social, le développement biométrique diffère peu d'un enfant à l'autre. En revanche, il peut varier lorsque les conditions sanitaires influent sur la croissance (malnutrition, maladies infantiles, épidémies…), ce qui rend sensible le choix de la population de référence [7]. Inversement, les indicateurs d'âge des adultes sont fondés sur des critères de vieillissement biologique éminemment variables d'un individu à l'autre. C'est pourquoi aucun des indicateurs d'âge utilisés pour les adultes ne présente une bonne corrélation statistique avec l'âge biologique (Tableau 1).

Tab.1

Coefficients de corrélation entre l'indicateur osseux d'âge et l'âge du sujet

Tab.1
Sutures Col huméral* Col fémoral* Symphyse pubienne Ostéons Hommes 0,591 0,340 0,564 0,469 - Femmes 0,346 0,442 0,584 0,497 - Sexes réunis - - - - 0,526-0,720 Source : Bocquet-Appel et Masset, 1982, 326

Coefficients de corrélation entre l'indicateur osseux d'âge et l'âge du sujet

16 Dans le cas des enfants, la détermination est relativement aisée et la précision des résultats est satisfaisante (selon l’âge, l'erreur moyenne est comprise entre 2 et 36 mois). Le phénomène de croissance implique, en effet, une succession de transformations morphologiques (osseuses et dentaires) intervenant à des moments précis et dans un temps court. Il est possible alors de définir à quel moment de sa croissance l'enfant est décédé et, ainsi, d'en déduire son âge (tout en restant attentif aux variations dues à l'état sanitaire) [8].

17 Les problèmes posés par l'estimation de l'âge au décès des adultes ne sont qu'imparfaitement résolus (ils sont d’ailleurs à l'origine d’une controverse qui sera développée ci-dessous).

18 Après 25 ans, la synostose* des os du squelette post-crânien est achevée, mais celle des os du crâne se poursuit jusqu'à plus de 70 ans. Le premier à proposer un tableau d'estimation de l'âge par les sutures crâniennes* est H. Welcker, en 1866, suivi par d'autres : P. Broca (1875) et surtout J. Frederic (1906), dont les travaux ont servi de base au manuel d'anthropologie de R. Martin (1928), réédité en 1958 avec K. Saller. En 1924, les Américains T.W. Todd et D. Lyon se sont intéressés, eux aussi, à l'oblitération comme phénomène biologique, mais leurs résultats ne s'appliquent que médiocrement à une recherche de l'âge [9]. Ils furent pourtant retenus en 1930 par E.A. Hooton et en 1937 par H.-V. Vallois qui contribua ainsi à lancer sur une mauvaise voie les études paléodémographiques françaises, et ce jusque dans les années 1970. Si d'autres approches, comme l'observation de l'état dentaire ou l'examen histologique [10], ont parfois été prises en compte, l'oblitération des sutures crâniennes a été, et reste, la méthode la plus utilisée.

19 Le problème que pose cet indicateur réside dans la médiocre corrélation (entre 0,47 et 0,67 selon Bocquet-Appel et Masset, 1982) existant entre le degré de synostose crânienne et l'âge réel du sujet. L'existence d'erreurs systématiques dans la détermination d'un âge individuel au décès par l'observation des sutures crâniennes a été dénoncée pour la première fois par C. Masset en 1971, ce qui l'a conduit à abandonner l'utilisation des âges individuels au décès dans toute tentative d'approche paléodémographique [11].

20 On doit aujourd’hui admettre que la recherche d’autres indicateurs biologiques n'a pas apporté de solution ; aucun des indicateurs d’âge envisagés ne présente une bonne corrélation statistique avec l’âge du sujet. Certains auteurs ont essayé d’améliorer les résultats en utilisant simultanément plusieurs indicateurs. Ainsi, G. Acsádi et J. Nemeskéri ont proposé, en 1970, une combinaison de quatre indicateurs : la synostose des sutures crâniennes – observée sur la face endocrânienne –, les transformations de la facette symphysaire et l'évolution de l'ostéoporose observée dans le col huméral* et le col fémoral. C. Theureau, quant à lui, a proposé (1996, 1998) de pondérer ces mêmes indicateurs, ce qui se justifie étant donné que chaque indicateur est différemment corrélé à l’âge [12]. Plus le coefficient de corrélation de l’indicateur est élevé, plus son poids est élevé.

21 Deux problèmes restent non résolus : la représentativité de chaque indicateur n'est pas améliorée et l’état de conservation des squelettes renvoie bien souvent l’anthropologue devant la contrainte d’un indicateur unique et sa médiocre corrélation avec l'âge, quel qu'il soit.

L'approche paléodémographique : évolution de la discipline

Les premières tentatives

22 On peut, avec Claude Masset (1994), faire remonter au xviie siècle les premiers essais d'analyse anthropologique à caractère démographique menés à partir de squelettes archéologiques. En effet, c'est en 1685 que le prévôt de Cocherel tente, avec le concours d'un barbier-chirurgien, de connaître l'âge et le sexe de vingt squelettes provenant d'un tumulus découvert sur ses terres. Toutefois, cette recherche anthropologique reste anecdotique. Elle se perd ensuite et ne reprend véritablement qu'au xixe siècle mais, cette fois, les objectifs sont très différents puisque l'anthropologie physique se préoccupe alors surtout de raciologie en se fondant sur des modèles morphologiques essentiellement crâniens (Broca, 1875).

Les premières ambitions paléodémographiques, des années 1920 aux années 1970

23 En s'appuyant sur les tables tirées des travaux de T.W. Todd et D. Lyon, E.A. Hooton étudie, en 1930, une population ancienne d'Indiens du Nouveau Mexique et H.-V. Vallois lance en France, en 1937, des études à vocation paléodémographique sur des populations préhistoriques et historiques du vieux continent. Les résultats obtenus sont entachés d'une grande imprécision en raison d'une mauvaise approximation de l'âge et du sexe des sujets exhumés mais, aussi, d'une médiocre qualité statistique des échantillons observés.

24 Il faut attendre les années 1960 pour que l'on puisse véritablement parler de recherches en paléodémographie. Une équipe hongroise (J. Nemeskéri, G. Acsádi et E. Fugedi) se consacre alors entièrement à la recherche expérimentale et tente de reconstituer la structure démographique de la population vivante. Ces paléodémographes utilisent comme source les squelettes inhumés dans les grandes nécropoles médiévales fouillées en Hongrie, après les avoir répartis par âge et par sexe. Dans ce but, ils portent une attention toute particulière à la détermination du sexe et de l'âge et établissent des règles précises destinées à éviter l’intervention de la subjectivité de l'opérateur. Leurs travaux aboutissent, en 1970, à la publication du premier « manuel » de paléodémographie : History of Human Life Span and Mortality (Acsádi et Nemeskéri, 1970). Dans cet ouvrage, les auteurs proposent une méthode capable, moyennant des hypothèses de départ assez contraignantes [13] de restituer l'effectif du groupe et ses variations et de nous éclairer sur les processus de conquête ou d'abandon du sol.

Le miroir aux alouettes (1970-1982)

25 Après la publication de The History of Human Life Span and Mortality, un véritable engouement pour la paléodémographie touche la communauté anthropologique.

26 Les paléodémographes nord-américains, s'appuyant sur les progrès (indéniables mais insuffisants) des méthodes de détermination du sexe et de l'âge réalisés dans les années 1960-1970 [14] s'intéressent aux modélisations et recourent volontiers aux outils démographiques nouvellement développés pour exploiter les données démographiques incomplètes (Coale et Demeny, 1966 ; Brass, 1975 ; ONU, 1982). Ces modèles mathématiques sont ainsi repris par des anthropologues (au sens anglo-saxon du terme, cf. note 2), qui les adaptent à des populations contemporaines qu'ils définissent eux-mêmes comme « de petites populations, sans écriture et avec un comput du temps différent de l'occidental » (Howell, 1973, 249) et « problématiques démographiquement parlant » (Gage et Leslie, 1989, 20). Les travaux d’A.C. Swedlung (1975), de R. Ward et K. Weiss (1976) préfigurent les études paléodémographiques de la fin des années 1970.

27 En effet, les paléodémographes vont concentrer leurs efforts sur la mise au point de tables de mortalité (Angel, 1972 ; Weiss, 1973 ; Armelagos et Swedlung, 1976 ; Buikstra et Konigsberg, 1985), point de départ pour la reconstitution de certains paramètres démographiques des populations archéologiques. Cependant, ils négligent la critique interne des données sur lesquelles ils bâtissent leurs modèles, et plus spécialement la détermination des âges individuels au décès. Malgré les mises en garde d’un démographe (Henry, 1954), d’un historien-démographe (Peterson, 1975) et d’anthropologues (Masset, 1971, 1973b, 1976b, 1982 ; Bocquet-Appel, 1977), ces modèles « anthropo-paléodémographiques » vont être utilisés dans de nombreuses analyses. Combinés aux possibilités nouvelles de l’informatique, ils vont servir de base à des simulations démographiques (Howell, 1976 ; Howell et Lehotay, 1978), dont les résultats restent sujets à caution en raison de l’inaccessibilité même des paramètres d’entrée : structure de population, loi de mortalité* et taux de fécondité par âge sont matériellement impossibles à connaître sur des populations archéologiques [15]. La plus grande prudence est de rigueur face à des simulations fondées sur des lois de mortalité biaisées et sur des modèles de fécondité empruntés aux anthropologues (Weiss, 1973 ; Campbell et Wood, 1988).

28 La publication des résultats du site de Libben [16] (Lovejoy et al., 1977), fleuron de la paléodémographie américaine, met d’ailleurs cruellement en évidence la divergence fondamentale de ces résultats avec les acquis de la démographie.

Le tournant méthodologique : l'école française à partir des années 1970

29 Dans le même temps, en France, la recherche en paléodémographie est marquée par les travaux de J.-N. Biraben (1969 et 1971), C. Masset (à partir de 1971) et de J.-P. Bocquet-Appel (à partir de 1977). Le grand tournant repose sur la démonstration faite par C. Masset, dès 1971, que l'on ne peut pas entreprendre une approche paléodémographique en se fondant sur l'âge individuel au décès déterminé à partir du squelette, du fait de l'imprécision de son calcul. Tout en dénonçant cet écueil, il démontre qu'il est possible, pour une population d’adultes, de répartir les décès par classe d’âges et il propose une méthode pour y parvenir (voir la description de la méthode des « vecteurs de probabilités »).

30 Une autre voie d'approche, proposée en 1977 par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset, a consisté à définir certaines caractéristiques démographiques d'une population au moyen d’« estimateurs paléodémographiques ».

Une longue polémique transatlantique (1982-1992)

31 Les doutes sur la fiabilité des indicateurs d'âge exprimés par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1982) ont soulevé une violente controverse et conduit à une fracture dans les recherches paléodémographiques. Outre le problème de l'âge au décès, les anthropologues nord-américains ont longtemps refusé d'admettre que leurs études pouvaient être gravement biaisées par l'influence de la composition par âge des populations de référence (lesquelles, de plus, varient d'un anthropologue à l'autre) et que l'attraction de la moyenne avait pour effet d'amputer les séries des sujets les plus âgés. Chaque école a poursuivi sa voie et, outre-Atlantique, les travaux utilisant des modèles de populations et des simulations établies sur des déterminations tronquées ont continué à voir le jour (Sattenfield et Harpending, 1983 ; Buikstra et al., 1986 ; Corruccini et al., 1989).

32 Les échanges se sont longtemps soldés par un dialogue de sourds qu'on ne peut imputer à un obstacle linguistique. Du côté américain, certains ont défendu l’idée que les courbes démographiques générées par les données anthropologiques étaient significatives (Van Gerven et Armelagos, 1983 ; Greene et Van Gerven, 1986 ; Piontek et Weber, 1990). D'autres (Buikstra et Konigsberg, 1985), tout en reconnaissant qu'il pouvait y avoir une sous-représentation des personnes âgées, ont soutenu que, globalement, les calculs des quotients de mortalité des adultes apportaient une réelle information démographique. Constatant que ces courbes de mortalité (Figure 1) sortaient des schémas établis par les historiens-démographes et confirmés par les ethnologues, les paléodémographes français ont estimé que les variations étaient dues aux erreurs de détermination de l'âge et aux biais des données archéologiques (Masset, 1982 ; Bocquet-Appel, 1985, 1986 ; Masset et Parzysz, 1985). Cette objection ne fut pas retenue par les Américains qui pensaient que ces variations étaient dues, pour partie certes, aux techniques de détermination de l'âge, mais aussi à la mortalité ancienne, qui est la grande inconnue (Buikstra et Konigsberg, 1985).

Fig. 1

Comparaison de tables de mortalité issues de données archéologiques, ethnologiques et statistiques

Fig. 1

Comparaison de tables de mortalité issues de données archéologiques, ethnologiques et statistiques

Les courbes de mortalité établies pour les populations de l’époque moderne (exemple de la Suède, 1755 : Dupâquier, 1977) sont très proches de celles obtenues pour les populations actuelles de chasseurs-cueilleurs (exemple des Peul Bandé du Sénégal : Pison, 1989). Malgré le sous-enregistrement des décès d’enfants et les biais dus à la déclaration d’âge des adultes, les deux séries de quotients de mortalité présentent d’indéniables similitudes. Il n’en va pas de même pour les courbes de mortalité directement calculées sur des données ostéologiques (exemple du site de Libben, Ohio : Lovejoy, 1985). Leur profil diverge nettement, traduisant moins la spécificité de la mortalité aux époques anciennes que des erreurs systématiques dans la détermination du sexe et de l’âge au décès des squelettes.

33 Il a fallu attendre 1992 pour que les deux principales causes d'erreur dénoncées par C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel soient reconnues par L.W. Konigsberg et S.R. Frankenberg. Depuis, un consensus se dégage pour redéfinir la paléodémographie dans les limites de ce que peuvent apporter le document archéologique et les techniques anthropologiques [17].

Les écueils à contourner et les hypothèses fortes qu’ils sous-tendent

La non-exhaustivité des sources

34 La paléodémographie dépend pour partie de la fouille de sites funéraires qui peuvent être de taille et de nature très différentes. L'étude de ces sites entre dans le cadre d'opérations archéologiques programmées ou de sauvetage. Dans le meilleur des cas, la fouille du site est exhaustive, mais elle est le plus souvent partielle.

35 Pour avoir une idée exacte de la population qui vivait alentour, il faudrait pouvoir connaître tous les cimetières contemporains susceptibles d'avoir été utilisés par les habitants de la région concernée, ce qui supposerait :

  • que ces sites soient conservés ;
  • qu'ils soient repérés par les archéologues ;
  • qu'ils soient fouillés ;
  • que l'étude anthropologique puisse être faite.
L'expérience montre que ces conditions ne sont jamais remplies, plaçant de facto l'anthropologue-paléodémographe devant des problèmes de représentativité de l'échantillon exhumé.

La représentativité de l'échantillon

36 Il n'est pas sans intérêt d’estimer la représentativité de l'échantillon de squelettes au regard de la population supposée avoir utilisé le cimetière, tant du point de vue de la population qu'on s'attend à y trouver (la population inhumée), que de la population utilisatrice du cimetière (la population « inhumante »).

37 Pour restituer la population vivante, les paléodémographes ont longtemps fait l’hypothèse – subordonnée au respect des clauses édictées par G. Acsádi et J. Nemeskéri (en 1957 puis 1970) – que leur population de squelettes était représentative de la communauté utilisatrice du cimetière. Plus récemment, d’autres ont cherché à retrouver la « population naturelle » à partir de la population inhumée, corrigeant ici et là les biais les plus criants, et postulant du même coup qu'il n'y en avait pas d'autres (Buchet, 1978 ; Simon, 1982 ; Sansilbano-Collilieux, 1994 ; Sellier, 1995, 1997 ; Murail, 1997).

38 En fait, des facteurs sociaux et biochimiques [18] perturbent l'image que l'on a de cette population, tant sous l'angle de l'effectif que sous celui de la structure de la population. En effet, les pratiques funéraires en usage conduisent souvent à une sélection à l'inhumation, en fonction de l'âge, du sexe ou de la catégorie sociale (comme les inhumations dans les églises, réservées en grande majorité aux hommes des classes les plus favorisées). De même, la conservation différentielle des os (due à l'érosion naturelle des sols, aux labours, à la dissolution chimique, à la réfection du cimetière…) peut réduire à une faible proportion le nombre de squelettes suffisamment bien conservés pour faire l'objet d'une détermination du sexe et de l’âge.

• La représentativité liée aux effectifs

39 Les problèmes liés aux effectifs ne sont pas sans incidence sur la validité de l'étude (Bocquet-Appel, 1985). En effet, il est difficile de dégager une tendance générale à partir d’un trop petit nombre de squelettes (ce qui est le cas le plus fréquent en paléodémographie), car elle est masquée par la dispersion des caractères individuels.

40 Il arrive ainsi qu’on conclut à d'importants changements dans la mortalité, d’un site à un autre ou d’une époque à une autre, alors que ces changements ne sont en fait que le reflet des variations aléatoires affectant le petit nombre de squelettes observés. La précision du résultat dépend donc étroitement de la précision de la méthode employée, mais aussi de l’effectif considéré. Il est donc important de préciser les limites statistiques des résultats obtenus (tests de validité, calcul de l’intervalle de confiance, etc.).

41 Même dans des circonstances archéologiques exceptionnelles, on n’est jamais certain que la part mise au jour soit significativement représentative de la population inhumée. De rapides calculs montrent, par exemple, qu’on retrouve à peine 50 % de la population attendue dans le cimetière médiéval rural de Frénouville, Calvados [19], pour les vie-viie siècles, bien que l'espace funéraire ait été fouillé intégralement (Buchet, 1978).

42 L’étude d’un cimetière urbain, même récent, ne donne pas un meilleur rendement. Ainsi, la fouille d'un secteur du vieux cimetière d’Antibes, correspondant à la période 1877-1897 et couvrant environ 10 % de la surface totale du cimetière (Buchet, Séguy, 1999), a livré 182 squelettes, qui ne représentent que 5 % des 3 558 décès enregistrés dans le même laps de temps, à Antibes. De plus, seuls 87 squelettes sont paléodémographiquement exploitables (c’est-à-dire qu’on a pu déterminer le sexe et l’âge au décès de ces individus), ce qui équivaut à environ 2 % des inhumations enregistrées (Figure 2).

Fig. 2

Représentativité de l’échantillon : l’exemple du cimetière d’Antibes (Alpes-Maritimes, xixe siècle)

Fig. 2

Représentativité de l’échantillon : l’exemple du cimetière d’Antibes (Alpes-Maritimes, xixe siècle)

La population de la ville d'Antibes, pour la fin du xixe siècle, est connue avec précision grâce aux recensements régulièrement organisés. Les décès, enregistrés durant la période d'activité du cimetière étudié, ont été décomptés et répartis par âge et par sexe. On estime que la population inhumée correspond peu ou prou au nombre de décès enregistrés. La partie fouillée du cimetière a livré 182 squelettes, dont seuls 87 ont pu être paléodémographiquement définis (sexe et âge estimés).

• La représentativité suivant les structures de population

43 Face à un échantillon si réduit, on ne peut manquer de se poser la question de sa représentativité. Pour l’apprécier, il faut examiner si toutes les composantes de la population mère (par sexe et par classe d’âges) sont correctement représentées ; ce qui peut être difficile, si on ne connaît ni la population dont il est issu, ni la manière dont il s'est constitué. Ainsi, lorsqu'il y a plusieurs zones d'inhumation (et/ou d'incinération) dans une nécropole fouillée partiellement, les squelettes exhumés ne concernent qu'un sous-ensemble qui n’est pas nécessairement représentatif de la population inhumée. L’âge, le sexe, le milieu social du défunt jouent un rôle dans l’élection de sa sépulture, l'un des cas les plus connus est la sous-représentation quasi systématique des 0-4 ans (Cf. infra). Or, la structure de la population « inhumante » a une grande influence sur la répartition des décès par âge (Figure 3). Le risque est alors grand d’interpréter comme une modification des conditions sanitaires, ce qui peut n’être que la traduction d’un recrutement spécifique de la population analysée. Malgré tout, l’échantillon paléodémographique n'est pas sans lien avec la population-mère. D'une part, il reflète ce que les vivants montrent d'eux-mêmes à travers leur représentation de la mort et la présentation de leurs défunts. D'autre part, il livre des informations ténues, voire brouillées par les pratiques funéraires, sur certaines de ses particularités démographiques. Cependant on ne saurait trop insister sur les précautions qu’il y a lieu de prendre lorsque l’on veut appréhender la population vivante à travers les restes osseux de quelques-uns de ses membres.

Fig. 3

Influence de la structure de la population sur la répartition des décès par âge

Fig. 3

Influence de la structure de la population sur la répartition des décès par âge

La distribution des âges au décès diffère radicalement d’une population à l’autre, bien qu’on les ait soumises toutes deux au même régime de mortalité (ici, celui de la France de 1750. Blayo, 1975). C'est que le nombre de personnes susceptibles de décéder entre deux âges est radicalement différent d'une structure de population à l'autre.

Les problèmes liés aux méthodes de détermination de l'âge et du sexe

• Les problèmes liés au choix des collections de référence

44 La mise au point des méthodes implique le recours à des collections ostéologiques actuelles. Elles sont appliquées ensuite à des séries de squelettes anciens. Les paléodémographes, conscients de la fragilité de l’hypothèse d’uniformité biologique qui soustend leurs travaux, n’ont pas manqué de s’interroger sur les conséquences qu’aurait une évolution des marqueurs biologiques au cours des siècles. Ainsi, par exemple, si l’oblitération des sutures crâniennes n’intervient pas, dans la population archéologique, à la même vitesse que dans la population de référence, cela peut entraîner des écarts importants entre les âges estimés et les âges réels.

45 Bien qu’ils soupçonnent la possibilité d’une dérive séculaire des indicateurs biologiques d’âge (par exemple, la dérive de la synostose des sutures crâniennes : Masset, 1982 ; Bocquet-Appel et Masset, 1995 ; Simon, 1983, 1987 ; Molleson et Cox, 1992-1993) [20], les anthropologues sont conduits à la négliger, faute de pouvoir la mesurer, tout en espérant que les éventuelles divergences ne soient pas trop profondes.

• Les principales causes d’erreurs dans la détermination de l’âge et du sexe

46 Dès 1971, C. Masset dénonçait et démontait les principales causes d'erreurs systématiques dans les déterminations du sexe et de l'âge des inhumés. Six causes d'erreurs systématiques ont ainsi été décelées (Masset, 1971, 1973a et b, 1982, 1995), responsables notamment de l'image erronée d'une surmortalité féminine [21] entre 18 et 29 ans et d'une quasi-absence de personnes âgées. On trouvera récapitulées dans le tableau 2 les erreurs les plus fréquemment rencontrées dans la littérature anthropologique, les effets qu’elles induisent et les solutions qui ont été proposées par C. Masset (Bocquet-Appel, Masset 1977 ; Masset, 1982).

47

Tab. 2

Les principales causes d'erreurs dans la détermination de l'âge et du sexe : leurs effets et les réponses apportées

Tab. 2
Nature des « pièges » Effets induits Conséquences Réponses apportées par C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel a) Les pièges taphonomiques : - Conservation différentielle des os dans la terre La structure de l'os adulte est plus résistante à la dégradation biochimique que celle des os d'enfants ou de vieillards. Légère surestimation des jeunes adultes et sous-représentation des très jeunes enfants et des décédés âgés (Masset, 1973b ; Henry, 1954, 273). Méthode des estimateurs. Elle permet de s'affranchir à la fois des erreurs dans la détermination de l'âge des adultes et de la sous-représentation des très jeunes enfants. b) Les pièges biologiques : 1- Dimorphisme sexuel Le processus d'oblitération des sutures crâniennes est plus lent chez la femme que chez l'homme, surtout pour les jeunes adultes (phénomène resté longtemps ignoré des anthropologues). Appliquer à des squelettes féminins un schéma de synostose des sutures crâniennes établi à partir d'échantillons masculins conduit à sous-estimer fortement leur âge au décès et à gonfler exagérément les classes d'âges féminines 18-29 ans. C. Masset a établi des tables de synostose endocrânienne et exo-crânienne pour chaque sexe* 2- Dérive séculaire des sutures crâniennes La synostose des sutures crâniennes des sujets anciens est moins rapide que celle constatée dans la population de référence. Sous-estimation de l'âge au décès des individus inhumés. Pas de solution pour l’heure. 3- Composition par sexe et par âge de la population de référence L’âge moyen des crânes de même état sutural est très dépendant de la structure par sexe et par âge de la population en référence. Impossibilité de comparer des populations de cimetières, si les déterminations par sexe et par âge n'ont pas pour base la même population de référence (précaution le plus souvent négligée chez les anthropologues américains). Recours à une population de référence « standardisée », où toutes les classes d'âges ont un effectif proportionnel à leur durée (Masset, 1982). c) Les pièges statistiques : 1- Erreurs sur les régressions : Le lien entre âge au décès et indicateur d'âge est de nature biologique (processus de sénescence). On peut calculer la relation statistique qui lie un ensemble de crânes d'un âge donné à l'état sutural moyen correspondant mais l'inverse n'est pas vrai. L'âge ne dépend pas de l'état des sutures crâniennes (ni de tout autre indicateur d'âge). Toute proposition établie à partir de cette régression est nécessairement fausse. Pour passer d’un état sutural donné à un âge moyen, il est donc nécessaire de calculer une autre régression (méthode des vecteurs de probabilités). 2- Attraction de la moyenne L’âge individuel estimé avec une fourchette (de l'ordre d'une dizaine d'années), qui tend à être négligée quand on totalise les individus (on a longtemps supposé que les erreurs en plus ou en moins s'annulaient entre elles). Négliger cette fourchette conduit à une surestimation des âges moyens au détriment des plus âgés et des plus jeunes (ce qui explique l'absence de vieillards dans les études paléodémographiques les plus anciennes). Utilisation d'une matrice attribuant à chaque squelette une probabilité d'appartenir à chacune des classes d'âges définies, en fonction de son stade sutural. C'est le principe des vecteurs de probabilités. * Cette méthode a été adoptée par la plupart des anthropologues français, mais l'utilisation de tables de corrélation entre stade sutural et âge "unisexe" est encore fréquente, telles celle de T.W. Todd et D. Lyon (1924 et 1925) dans les pays anglo-saxons, ou celle de J. Némeskéri pour l'Europe de l'Est.

Les principales causes d'erreurs dans la détermination de l'âge et du sexe : leurs effets et les réponses apportées

Les hypothèses sous-jacentes en paléodémographie

48 Toute la difficulté de l’exercice en paléodémographie consiste à essayer de comprendre la population telle qu'elle était, au moment où les individus qui la composent formaient un groupe dynamique, dont le mouvement était rythmé par les naissances et les décès, voire les migrations, alors qu'on ne dispose, au mieux, que des restes osseux de ceux qui sont morts. Dans cette situation, calculer des quotients de mortalité est impossible, faute de connaître le nombre de personnes soumises au risque de mourir entre deux âges donnés. Sans la composition par sexe et par âge de la population étudiée, la plupart des mesures démographiques sont inaccessibles, à moins de recourir à un artifice et d'utiliser la théorie des populations stables [22].

• Le recours aux modèles de populations

49 Les modèles développés par les démographes permettent de suivre la dynamique des populations et de mettre en lumière ce qui relève, d’une part, de la composition par sexe et par âge de la population et, d’autre part, de ses comportements démographiques (lois de mortalité, de fécondité, voire de migrations). Ils trouvent des applications pratiques lorsqu’il s’agit de travailler sur des données incomplètes ou lacunaires. Par exemple, si l’on connaît la composition de la population, il est possible, en ayant recours aux modèles de populations, d’accéder aux principaux indicateurs démographiques : taux de natalité, taux de mortalité, espérance de vie, en tenant compte du taux d’accroissement, réel ou estimé. Ces modèles sont donc très attractifs pour les paléodémographes qui peuvent ainsi, partant de la distribution observée des décès par âge, aborder la dynamique des populations archéo-logiques (Lovejoy et al., 1985 ; Corruci et al., 1989). Mais les conclusions auxquelles ils aboutissent varient grandement en fonction des hypothèses de départ et du degré de complexité qu’on veut bien accorder aux phénomènes démographiques.

50 Depuis Acsádi et Nemeskéri, en 1970, Bocquet-Appel et Masset, en 1977, l'hypothèse d’une population à croissance nulle (population dite « stationnaire » [23]) est admise par la plupart des paléodémographes qui considèrent que, sur de longues périodes d'utilisation d’une nécropole (plusieurs générations, voire plusieurs siècles), les mécanismes de régulation des populations traditionnelles ont dû maintenir un niveau de croissance proche de zéro. Dans cette situation, la répartition par sexe et par âge de la population inhumée est identique à la structure de la population vivante. Il devient dès lors simple de calculer les différents paramètres démographiques qui correspondent à la population théorique associée à la table ainsi établie.

51 Mais, dans la réalité, une telle hypothèse est difficilement défendable, car très éloignée des conditions de vie des populations « préjennériennes » (selon l'expression de C. Masset), régulièrement frappées par des crises de mortalité qui mettaient à l'épreuve leur capacité de récupération. Le modèle dynamique, proposé par J.-N. Biraben (1969), d'une croissance modérée, perturbée de temps à autre par des crises de mortalité, est certainement plus proche des réalités de l'ancien régime démographique. Par ailleurs, considérer la population comme stationnaire sur la longue durée, revient à se priver de toute approche dynamique et à figer l'étude du site dans une image « moyenne », sans prise avec la réalité et ses accidents. De plus, considérer la population comme stationnaire alors qu'elle ne l'est pas, introduit des biais sévères dans les résultats. C'est pourquoi, assez rapidement, certains auteurs ont développé des modèles de mortalité qui prennent en compte un taux d'accroissement.

52 L'hypothèse d'une population à croissance constante (positive ou négative), implique de recourir aux propriétés des populations stables [24]. Mais reste, pour les paléodémographes, la difficulté de déterminer ce taux de croissance, en l'absence de paramètres archéologiques fiables [25]. La solution fut, pour certains auteurs, d’établir des schémas de mortalité prenant en compte une sélection de taux de croissance (Bennett, 1973 ; Weiss, 1973 ; Valkovics, 1982 ; Sattenfiel et Harpending, 1983 ; Johannson et Horowitz, 1986). C. Masset et ses collègues (Bocquet-Appel et Masset, 1977 ; Masset et Parzysz, 1985 ; Bocquet-Appel et Masset, 1996) ont également intégré dans leurs « estimateurs » (cf. infra) des taux d'accroissement, bien que leur mesure et leur signification restent difficilement appréciables à partir des restes osseux.

53 Il ne faut cependant pas perdre de vue que les populations stables sont, elles aussi, virtuelles, car le taux de croissance est rarement constant, sur une assez longue période, pour permettre à une population d’atteindre sa forme « stable ». La théorie des populations stables (Bourgeois-Pichat, 1966) trouve aussi ses limites dans les groupes humains de petite taille (quelques centaines d’individus), où les fluctuations aléatoires altèrent les conclusions. Il en va de même lorsque la séquence chronologique observée est trop brève (quelques dizaines d’années) : la dynamique de la population, trop soumise aux aléas du court terme, n’a pas pu atteindre sa forme « stable ».

54 L’hypothèse d’une population soumise à des mouvements migratoires : compte tenu de la complexité induite par les phénomènes migratoires, la plupart des paléodémographes ont supposé leurs populations fermées. Mais, comme les précédentes, cette hypothèse est difficilement défendable au regard des faits historiques (Piasecki, 1985), on ne peut ignorer « les Grandes Migrations » ou les échanges ville/campagne.

• Le choix délicat d’un modèle de mortalité

55 Pour suivre l’évolution sanitaire des populations, on a, pendant longtemps, et parfois encore aujourd’hui, accordé une importance primordiale à la mesure de la mortalité (principalement à travers la mesure de ses indices synthétiques que sont l’âge moyen au décès et l’espérance de vie à la naissance). Toutefois, la répartition par âge des décédés résulte à la fois de la structure par âge de la population vivante (elle-même modelée par le jeu de la fécondité, de la mortalité et des éventuels flux migratoires), et de la loi de mortalité. En l’absence de crise de mortalité aiguë (épidémie, guerre, famine), c’est la fécondité qui influe le plus sur la pyramide des âges, et donc sur le nombre de personnes susceptibles de mourir entre deux âges [26]. Cette focalisation sur la mortalité tient au matériau même de l’étude : les restes des décédés. Les paléodémographes disposent en outre, avec les tables-types de mortalité, d’outils commodes pour « faire parler les morts ». En effet, les tables-types de mortalité permettent de faire le lien entre une répartition par âge au décès observée et les paramètres vitaux de la population théorique associée. Il existe plusieurs modèles de mortalité, et le recours à l’un ou l’autre n’est pas innocent.

56 Dans les années 1970, les modèles établis par G. Acsádi et J. Nemeskéri (1970), ou par Weiss (1973), avaient la faveur des chercheurs. Mais, directement bâties sur les données anthropologiques, ces tables sont entachées des erreurs dénoncées ci-dessus dans la détermination du sexe et de l’âge des squelettes. Seuls quelques irréductibles ont longtemps continué d’y recourir (Lovejoy et al., 1985 ; Corruccini et al., 1989). D’autres préfèrent utiliser les tables-types contemporaines (telles que celles de Coale et Demeny, 1966 ; Coale, Demeny et al., 1983 ; ou de Ledermann, 1969) pour corriger les biais de l’échantillon anthropologique (Sellier, 1995, 1996) ou pour aborder la fécondité des populations inhumées [27]. Cependant, l'utilisation de ces modèles de mortalité suppose qu’il y ait continuité des comportements démographiques (en particulier de la loi de mortalité) de la préhistoire à nos jours et que les tables-types contemporaines rendent compte de tous les schémas de mortalité possibles (tant dans l’espace que dans le temps).

57 C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel ont vu, dès 1977, que ces modèles de mortalité étaient impropres à rendre compte des spécificités de la mortalité des populations préindustrielles. Depuis, la démographie anthropologique (Howell, 1979 ; Robert-Lamblin, 1983, 1986 ; Pison, 1989), et de récents travaux en démographie historique (Woods, 1993 ; Wrigley, Schofield et al., 1997) ont corroboré ce fait. En dépit de la disparité de leurs genres de vie, toutes les populations non dépourvues de connaissances médicales mais pratiquant peu l'hygiène et vivant antérieurement à la vaccination présentent des structures démographiques assez proches : un quotient de mortalité infantile* de l’ordre de 200 à 300 ‰, une espérance de vie à la naissance de 25 à 30 ans, une espérance de vie à 20 ans de 35 ans environ.

58 Partant de cette observation, C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel ont cherché à caractériser la mortalité des populations préjennériennes à l’aide de deux valeurs : l’indice de juvénilité (les décédés de 5 à 14 ans rapportés aux décédés de 20 ans et plus, noté par convention : D5-14/D20-?.) supérieur ou égal à 0,100 et le rapport des décédés de 5 à 9 ans sur les décédés de 10 à 14 ans (noté : D5-9/D10-14) généralement supérieur à 2. Ils ont ensuite retenu, parmi l’ensemble des tables de mortalité disponibles en 1977 pour la population mondiale, celles qui répondaient à ces critères (populations au mode de vie relativement archaïque, de Genève en 1625 au Nicaragua de 1940). Une fois éliminées les tables qui présentaient des anomalies criantes, les auteurs disposaient d’un échantillon de 40 tables [28], sur lesquelles ils ont établi les corrélations statistiques reliant l’indice de juvénilité à certains paramètres démographiques (espérance de vie à la naissance, quotient de mortalité infantile et quotient de mortalité entre 0 et 5 ans). L'indice de juvénilité est apparu suffisamment bien corrélé à l'espérance de vie et aux premiers quotients de mortalité [29], pour que C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel publient, en 1977, les équations de régression, appelées « estimateurs paléodémographiques » et notées : ê0 ; 1q0 ; 5q0 (cf. infra).

59 C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel ont supposé que ces liaisons pouvaient être extrapolées aux époques antérieures, compte tenu d’une certaine permanence des contraintes qui régulent le dynamisme des groupes humains et tendent à un équilibre entre natalité et mortalité (Dupâquier, 1972 ; Bideau, 1983).

60 Aucun des modèles de mortalité proposés n’est parfait. L’utilisation d’un modèle de mortalité inapproprié peut entraîner des biais importants dans l’interprétation des résultats. Devant les risques majeurs de distorsion, certains auteurs (Pennington, 1996) ont préféré recourir au modèle des logits (Brass, 1975 ; amélioré par Ewbank et al., 1983), dont l’avantage substantiel est de laisser le choix de la table de mortalité de référence ; on peut ainsi estimer les données manquantes à partir du modèle le plus adapté aux données observées. D'autres, comme T. Gage (1988, 1989), ont utilisé des modèles mathématiques, afin de supprimer les fluctuations aléatoires des petits échantillons sans avoir besoin de choisir préalablement un modèle de mortalité de référence (Cf. infra).

Les solutions proposées : présentation, limites et utilisations

La population de référence « standardisée »

• Présentation

61 Pour éviter que la structure propre à la « population de référence » utilisée ne s'impose à la population étudiée, C. Masset (1982) a imaginé de « standardiser » sa collection de référence [30] en affectant à chaque classe d’âges le même nombre d’individus, proportionnellement au nombre d’années couvertes (ainsi, la première et la dernière classe d’âges couvrent respectivement 12 et 4 ans, tandis que toutes les autres sont décennales). Pour cela, il a aléatoirement généré des individus fictifs, qui présentent les mêmes caractéristiques suturales que les individus présents dans le groupe d’âges.

• Utilisations

62 Avec cette collection de comparaison, les anthropologues disposent, pour la détermination de l'âge des individus qu’ils étudient, d’une population de référence à la fois commune à tous et présumée sans biais puisque sans structure propre (l'histogramme est plat).

• Adaptations

63 Pour étudier la population archéologique de Tours, C. Theureau (1996, 1998) a tout d'abord choisi d'utiliser, comme population de référence, la population standardisée définie par C. Masset. Toutefois, les anomalies qu'il a observées entre ses résultats et les données fournies par les registres paroissiaux l'ont amené à reconsidérer la question. Il a ainsi décelé que les résultats étaient influencés, non seulement par la distribution par âge de la population de référence (ce que C. Masset avait déjà noté), mais aussi par la distribution par stade d’évolution des indicateurs biologiques.

64 Pour réunir un effectif suffisant en vue de constituer une nouvelle population de référence, ayant un même effectif par classe d’âges et un même effectif par stade, C. Theureau a dû colliger les données de deux collections de comparaison : l’une hongroise (Nemeskéri, Harsányi, 1958 ; Acsádi, Nemeskéri, 1970) et l’autre portugaise (Bocquet-Appel et al., 1978 ; Masset, 1982).

• Limites

65 Ces méthodes supposent, elles aussi, le principe d'uniformité des caractéristiques biologiques de l'homme dans le temps. Elles trouvent donc leurs limites si les processus de synostose crânienne varient fortement d'une époque à l'autre (problème non résolu de la possible dérive séculaire, cf. supra).

La méthode des « vecteurs de probabilités »

• Présentation

66 Cette méthode, présentée par C. Masset en 1982, permet de calculer, non pas les âges individuels des sujets, mais la probable distribution par classe d’âges au décès de la population. La première opération consiste à calculer, pour chaque individu, un degré moyen de synostose crânienne puis, à partir de ce calcul, à effectuer un classement selon sept « stades de maturité » définis par l'auteur. Une matrice de probabilités (les vecteurs de probabilités) permet d'obtenir, à partir de cette répartition par stade, une structure de la population inhumée par classe d’âges décennale.

67 Le résultat présenté sous forme d'histogramme donne une image aplatie (surtout aux âges jeunes et adultes) de ce que pouvait être la répartition par âge au décès de la population étudiée. C'est un compromis entre l'image totalement plate de la population de référence « standardisée » et la vraie répartition qui reste inaccessible, à moins de connaître, à l'avance, la loi de mortalité de la population étudiée [31].

• Utilisations

68 Bien que la thèse de C. Masset n'ait pas été publiée [32], ses propositions ont été reprises par la plupart des anthropologues de langue française, dans leurs études de sites. Ainsi, la première application porte sur la nécropole de Sézegnin (Suisse), elle a été proposée par C. Simon en 1982 puis reprise en 1987. En 1989, J. Blondiaux a étudié cinq populations du nord de la Gaule et, en 1998, L. Buchet a proposé une synthèse portant sur dix-huit populations issues principalement de sites des régions Nord, Basse-Normandie et Rhône-Alpes.

• Adaptations

69 Le principe de la matrice de probabilités a été adapté par Langenscheidt (1985) à la symphyse pubienne* et par Bergot et Bocquet (1976) aux têtes fémorales et humérales. C. Theureau (1998) l’a appliqué à quatre indicateurs d’âges (synostose des sutures endocrâniennes, modifications de la symphyse pubienne, degré de minéralisation des extrémités proximales du fémur et de l'humérus) qu’il propose d’utiliser simultanément tout en leur affectant un poids différent.

• Utilisations abusives

70 Une erreur consiste à utiliser cette méthode pour construire la table de mortalité de la population inhumée, en appliquant la méthode dite « de Halley » [33] (Guillon, 1998). En effet, on associe alors, à tort, probabilité de répartition et répartition vraie des décédés adultes par classe d'âges.

71 La matrice des vecteurs de probabilités est une matrice de fréquences, naturellement assortie d’une marge d’erreur (exprimée par l'écart-type, tableau 3) liée à l’inégale distribution des individus répartis par stade de synostose et par âge. De ce fait, pour un même site, il est possible d’obtenir différentes distributions par classe d’âges.

Tab. 3

Écart-type des vecteurs de probabilités (sutures exocrâniennes-sexes réunis)

tableau im6
Stade synostose 18-29 30-39 40-49 50-59 60-69 70-79 80 ans + Stade I 39,43 +/- 4,40 16,38 +/- 3,33 18,39 +/- 3,49 11,33 +/- 2,85 1,45 +/- 1,08 10,84 +/- 2,80 2,17 +/- 1,31 Stade II 50,79 +/- 3,67 15,61 +/- 2,66 15,02 +/- 2,62 9,19 +/- 2,12 6,95 +/- 1,87 0,96 +/- 0,72 1,44 +/- 0,87 Stade III 26,27 +/- 5,03 31,03 +/- 5,29 18,16 +/- 4,40 13,00 +/- 3,84 5,79 +/- 2,67 2,32 +/- 1,72 3,47 +/- 2,09 Stade IV 21,30 +/- 4,67 25,01 +/- 4,94 21,55 +/- 4,69 14,24 +/- 3,99 8,73 +/- 3,22 9,23 +/- 3,30 0,00 +/- 0,00 Stade V 12,25 +/- 3,55 24,15 +/- 4,63 18,37 +/- 4,19 12,02 +/- 3,52 10,98 +/- 3,38 15,02 +/- 3,86 7,27 +/- 2,81 Stade VI 8,99 +/- 1,31 13,23 +/- 1,55 15,68 +/- 1,67 15,97 +/- 1,68 14,55 +/- 1,62 19,97 +/- 1,83 11,61 +/- 1,47 Stade VII 5,42 +/- 1,14 8,93 +/- 1,44 10,11 +/- 1,52 18,64 +/- 1,97 27,31 +/- 2,25 20,31 +/- 2,03 9,26 +/- 1,46

Écart-type des vecteurs de probabilités (sutures exocrâniennes-sexes réunis)

72 Si, à une répartition des décédés par classe d'âges est associée une seule table de mortalité et une seule structure de population (population théorique stationnaire associée), une probabilité de répartition des décédés par classe d'âges recouvre plusieurs tables de mortalité, issues des différentes possibilités. Ces tables peuvent se révéler fort différentes, et rien n’autorise le choix de l’une plutôt que de l’autre (Figure 4).

Fig. 4

Variations de la distribution par âge au décès, à partir des vecteurs de probabilités : l’exemple de Tournedos (Eure)

Fig. 4

Variations de la distribution par âge au décès, à partir des vecteurs de probabilités : l’exemple de Tournedos (Eure)

Nous avons appliqué au site de Tournedos (Eure, Guillon, 1998), deux matrices de probabilités : celle de C. Masset et l’autre prise dans l'intervalle de confiance à 95 % défini pour les vecteurs de probabilités (tableau 3). Il en résulte deux distributions par âge au décès assez différentes apparamment (mais le test du Chi 2 confirme que les deux distributions ne différent pas significativement).
Si on les transforme en risques de mourir entre deux âges, on obtient deux courbes de mortalité qui se révèlent assez divergentes (on notera par exemple l'inversion du sens de la pente pour les deux premiers quotients).
Les différences observées traduisent la marge d'incertitude liée à la fois à la méthode des vecteurs de probabilités et aux effectifs en présence. Elles illustrent la nécessité de conserver une interprétation probabiliste.

• Limites

73 Bien que bridant des ambitions excessives, la méthode des vecteurs de probabilités fournit néanmoins quelques indications fiables sur la démographie des populations inhumées. Elle permet de comparer, sans les biais habituellement dénoncés, différentes populations de cimetières séparées dans le temps ou dans l'espace, à condition de s’entourer de précautions statistiques.

La méthode des « estimateurs »

• Présentation

74 Elle est fondée sur la répartition de la population inhumée en deux groupes : les « immatures »* (le calcul ne retient ici que les enfants dont l'âge est compris entre 5 et 14 ans révolus) d'un côté, les « adultes » de l'autre (tous les individus de plus de 20 ans), et sur le rapport de ces deux groupes (D5-14/D20-? ou indice de juvénilité), porteur d'informations démographiques (Cf. supra).

75 La connaissance de cet indice permet de suppléer les lacunes de l’information archéologique, en particulier d’estimer la part d’enfants de moins de 5 ans qui sont rarement présents dans les nécropoles fouillées. Elle autorise aussi une estimation de la valeur de l’espérance de vie à la naissance et, par le biais des modèles de populations, une approche de la répartition par âge des décédés.

76 Les « estimateurs » ont été améliorés depuis 1977, pour tenir compte à la fois des fluctuations aléatoires générées par les petits effectifs de populations inhumées, de la dispersion par rapport à la droite de régression que manifestent les 40 tables de mortalité utilisées, et de la possibilité de taux d'accroissement (Masset, Parzysz, 1985). J.-P. Bocquet-Appel a complété le tableau des « estimateurs » en calculant la descendance moyenne par femme, à partir de 30 des 40 tables initiales (Bocquet-Appel, 1979).

• Utilisations

77 La méthode des estimateurs a suscité le même intérêt que celle des vecteurs de probabilités chez les anthropologues francophones. Une analyse commentée a été proposée par l’un de nous (Buchet, 1998), elle porte sur dix-huit ensembles funéraires d'époque antique et médiévale. Toutefois l'utilisation de cette méthode a assez vite soulevé des réserves, qui ont parfois conduit à des utilisations abusives, mais aussi à des propositions constructives.

• Adaptations

78 Les paléodémographes américains utilisent également différents rapports de décédés, soit pour tenter d’accéder aux paramètres de fécondité (Buikstra et al., 1986), soit pour disposer d’un indicateur comparatif. Ainsi, M. Jackes (1988, reprise par Konigsberg et al., 1989 ; Jackes, 1992), propose d’utiliser la moyenne des trois quotients de mortalité entre 5 et 20 ans (5q5, 5q10, 5q15, noté « MCM » : Mean Childhood Mortality), pour comparer les résultats obtenus d'un site à l'autre. Cet indice, bien corrélé à l’indice de juvénilité (et porteur d’informations complémentaires), aux données de la démographie historique et aux tables de Coale et Demeny (1966 ; modèle ouest, niveaux 1 à 10), présente cependant les mêmes faiblesses que l'indice de juvénilité : il est très sensible au taux d'accroissement de la population et aux fluctuations aléatoires des petits effectifs.

• Limites

79 Un certain nombre de difficultés dans l'utilisation des estimateurs ont été signalées (Sauter, Simon, 1980 ; Bocquet-Appel, Masset, de 1982 à 1996 ; Masset, Parzysz 1985 ; Murail, Sellier, 1995). Elles concernent en particulier l'effectif des décédés. Tout d'abord, on ne peut jamais être certain qu'aucun squelette d'adulte ou de jeune n'a échappé à la fouille ou à la détermination anthropologique. Ensuite, la définition de la classe d'âges 5-14 ans pose un double problème : non seulement les 5-14 ans ne sont pas toujours bien représentés dans le cimetière, mais la précision de la détermination de l'âge est difficile à obtenir dans le cas des enfants pouvant être à cheval sur deux classe d'âges (par exemple : 5 ans +/- 9 mois).

80 L'autre grande difficulté réside dans la détection et l'appréciation du taux d'accroissement [34]. En effet, l'effectif des décédés entre 5 et 14 ans est très sensible aux variations de croissance de la population. Un indice de juvénilité élevé peut ainsi traduire, soit une population stationnaire à forte mortalité (et faible espérance de vie à la naissance), soit une population en phase de croissance.

• Utilisations abusives

81 Certains auteurs (Sellier, 1995, 1996, 1997 ; Castex, 1994 ; Sansilbano-Collilieux, 1994 ; Murail, 1996 ; Guillon, 1998), bien que conscients du fait que la mortalité des populations anciennes diffère de celle des populations actuelles [35], recourent cependant aux tables-types contemporaines pour corriger les effectifs observés de la répartition par classe d'âges des immatures, ou pour estimer les quotients de mortalité des adultes. Pour ce faire, ils s’appuient sur les tables-types de Ledermann (1969) [36], bien qu'elles correspondent à un univers de mortalité très différent, tant sur le plan des calculs mathématiques, que sur celui des sources démographiques. En effet, la plupart des 154 tables retenues par S. Ledermann (1969, 10-11) ne répondent pas aux caractéristiques de la mortalité préjennerienne, ou mortalité « archaïque », telles que définies par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset en 1977 (Tableau 4) : aucune table ne présente simultanément un indice D5-9/D10-14 supérieur à 2,03 et un indice de juvénilité supérieur à 0,143.

Tab. 4
Tab. 4
Indice D5-9/D10-14 Indice de juvénilité : D5-14 /D 20 et + Les 40 tables de J.-P. Bocquet-Appel Valeur moyenne 2,09 0,152 et C. Masset Valeurs dans un intervalle de confiance à 95 % [2,03-2,16] [0,143-0,159] Les 154 tables de S. Ledermann Valeur moyenne 1,5 0,0315 Valeurs dans un intervalle de confiance à 95 % [1,42-1,58] [0,029-0,034]
Caractéristiques des tables-sources de deux modèles de mortalité : celui de J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1977) et celui de S. Ledermann (1969).

82 Le modèle de mortalité développé par C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel n’est pas un sous-ensemble des modèles de mortalité élaborés par les démographes, tels ceux mis au point par Ledermann (1969), Coale et Demeny (1966), Coale, Demeny et al. (1983) ou Petrioli (1982). On ne peut pas estimer sans biais la mortalité des populations anciennes, avec les modèles de mortalité contemporains.

83 La démonstration en est faite, avec la collaboration d’Alain Blum et de Luc di Benedetto, grâce aux tables-types de S. Ledermann (Ledermann, 1969). Nous avons généré, à partir du réseau 100, sexes réunis, 45 tables de mortalité théoriques, en faisant varier e0, par demi-année, de 18 à 40 ans (ces valeurs correspondent aux espérances de vie rencontrées dans l’échantillon de tables retenues par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset). À chacune de ces 45 tables, se trouvent associés la série des quotients estimés, les survivants à chaque âge et l’effectif des décédés entre deux âges donnés, pour une population fictive de 1 000 individus. Il est donc aisé de calculer l’indice de juvénilité, propre à chacune des tables [37].

84 Nous avons ensuite établi les régressions qui lient l’indice de juvénilité aux trois principaux paramètres démographiques utilisés (espérance de vie à la naissance, quotient de mortalité infantile et juvénile), en utilisant les formules de régression fournies par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1977 : 85-87). On trouvera ci-après les équations qui permettent d’estimer e0, 0q1, 0q5 (avec l’hypothèse d’un taux d’accroissement nul), à partir des 40 tables observées par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset, et à partir des 45 tables théoriques générées précédemment.

85 La figure 5 permet de mesurer les écarts constatés dans l’estimation de ces trois paramètres, selon qu’on utilise l’un ou l’autre modèle. Deux constatations s’imposent : pour un indice de juvénilité donné, on constate une péjoration des paramètres de mortalité lorsqu’on utilise le « modèle Ledermann » ; plus l’indice de juvénilité augmente, plus les modèles divergent.

Tab. 5

Régressions de l'indice de juvénilité selon deux univers de mortalité

Tab. 5
Modèle de mortalité préjennérienne (à partir de 40 tables observées) Tables-types de Ledermann (à partir de 45 tables générées) Formules d’estimation fournies par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (X = indice de juvénilité) Erreur-type Coef. de corrélation (r) Formules d’estimation (X = indice de juvénilité) Erreur-type Coef. d’appréciation de qualité globale (R2) 1,503 0,941 0,15 0,99 0,016 0,841 0,007 0,99 0,041 0,775 0,01 0,98

Régressions de l'indice de juvénilité selon deux univers de mortalité

Fig. 5

Estimation des paramètres de mortalité de 13 sites archéologiques, à partir de l’indice de juvénilité et selon le modèle de mortalité utilisé

Fig. 5

Estimation des paramètres de mortalité de 13 sites archéologiques, à partir de l’indice de juvénilité et selon le modèle de mortalité utilisé

Pour un même indice de juvénilité, pris comme entrée dans les modèles, l'estimation de l'espérance de vie à la naissance, du quotient de mortalité infantile et du quotient de mortalité juvénile (entre 1 et 4 ans révolus) présente des écarts qui vont croissant.
Pour un indice de juvénilité de 0,100, l'espérance de vie à la naissance est de 28,4 ans, d'après les estimateurs, et de 23,7 ans seulement, d'après le modèle bâti sur les tables-types de S. Ledermann. De manière analogue, les quotients de mortalité infantile et juvénile sont surestimés par le second modèle (respectivement 337 ‰, contre 254 ‰ avec les « estimateurs », et 598 ‰, contre 391 ‰ avec les « estimateurs »).
En outre, plus l'indice de juvénilité est élevé, plus les deux modèles fournissent des résultats divergents.
Ces 13 sites archéologiques sont cités en exemple par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1977, 80). Les deux derniers témoignent de valeurs anormalement élevées de l’indice de juvénilité (respectivement 0,329 et 0,408) qui font suspecter une sélection à l’inhumation en faveur des plus jeunes.

86 Cela nous donne à penser que le modèle de mortalité de S. Ledermann est inadapté pour rendre compte de la mortalité des populations préjennériennes, sans qu’on puisse toutefois exclure la possibilité de biais dans les données paléodémographiques. Conscients de ces biais, certains chercheurs (Sellier, 1996) ont préféré croiser plusieurs méthodes d’estimation : les estimateurs, pour une partie de la courbe de mortalité, les données observées pour le segment 5-14 ans, et les tables-types de S. Ledermann (réseau 103) pour les âges adultes. Ce faisant, ils obtiennent une estimation plus « contemporaine » de la mortalité adulte (Figure 6).

Fig. 6

Courtesoult (Haute-Saône), variation de la courbe de mortalité selon le modèle adopté

Fig. 6

Courtesoult (Haute-Saône), variation de la courbe de mortalité selon le modèle adopté

Pour estimer la courbe de mortalité de Courtesoult (Haute-Saône), P. Sellier (1996) a combiné deux modèles de mortalité : les estimateurs pour les deux premiers quotients, puis les tables-types de Ledermann. La valeur de l'entrée dans le réseau 103, 15q0, a été obtenue par combinaison de quotients estimés (5q0) et de quotients observés (entre 5 et 14 ans).
Cet exemple archéologique illustre la distorsion précédemment constatée dans l'intensité de la mortalité aux âges adultes, selon le modèle de mortalité utilisé. Avant 15 ans, les deux estimations s'ajustent parfaitement, car elles recourent au même paramètre d'entrée (IJ) et au même modèle de mortalité (seules les équations de régression diffèrent légèrement entre les « estimateurs » et le modèle que nous proposons tableau 6).

L'âge moyen au décès des adultes et les « nouveaux estimateurs »

• Présentation

87 Conscients des limites méthodologiques des estimateurs, les auteurs de la méthode ont proposé de remplacer l'indice de juvénilité par « l'âge moyen au décès des adultes ». Ils ont, pour cela, recherché un nouveau procédé [38] permettant de mesurer directement et sans biais l'âge moyen au décès d'un ensemble d'adultes, indépendamment de la distribution par âge qui est nécessairement inconnue. On trouvera dans leurs dernières publications (Bocquet-Appel et Masset, 1996, 582), les équations de régression qui relient les paramètres anthropologiques (l’âge moyen au décès des adultes et l’indice de juvénilité) à certains indicateurs démographiques, tels que l’espérance de vie à la naissance, l’espérance de vie à 20 ans, le quotient de mortalité infantile, le quotient de mortalité juvénile, le taux d’accroissement.

• Utilisations

88 En raison de difficultés de mise en œuvre du logiciel, les utilisations de cet indice ont été fort limitées (Bocquet-Appel et Masset, 1995 ; Bocquet-Appel et Bacro, 1997) [39].

La paléodémographie aujourd'hui et ses perspectives

Les grands courants de la paléodémographie aujourd’hui (1992-2001)

• L’école française

89 Les travaux critiques de C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel, associés à d'ingénieuses solutions palliatives, ont donné un coup de fouet à la paléodémographie française. Sa force principale réside dans une remarquable homogénéité des méthodes, tant dans la détermination de l'âge et du sexe (mêmes indicateurs utilisés, même collection de référence pour déterminer l'âge, utilisation de la méthode des vecteurs de probabilités) que dans les méthodes mises en œuvre pour « faire parler » les sources (indice de juvénilité, estimateurs…).

90 Les trois méthodes d’analyse (méthode des vecteurs de probabilités, méthode des estimateurs, nouveaux estimateurs) permettent des approches différentes et complémentaires de la démographie des populations inhumées, généralement limitées à la mortalité.

91 De fait, bien que ces indicateurs soient également le reflet de la composition par âge et par sexe de la population vivante (Séguy, 1996), peu de paléodémographes prennent en compte le rôle de la fécondité, sauf à dire qu'il y a une croissance possible (positive ou négative). Pour l’heure, les moyens de déterminer le rythme d’accroissement des populations archéologiques ne sont guère accessibles et on se limite à choisir, le plus souvent arbitrairement, un taux de croissance dans l'éventail des estimations proposées (Cf. supra).

92 Le bilan est globalement très positif : les études paléodémographiques ont gagné en rigueur. Tout un ensemble de sites étudiés selon les mêmes méthodes, comparables entre eux, constitue un véritable échantillon paléodémographique, sur lequel de futures recherches peuvent s'appuyer (un premier inventaire a été présenté par Buchet, 1998).

93 Un autre thème de recherches (Signoli et al., 1995, Signoli, 1998 ; Castex, 1996 ; Bocquet-Appel, 1999) se développe actuellement autour de la notion de « sépultures de catastrophes » (ensembles funéraires caractérisés par l’inhumation simultanée, et dans une même structure, de plusieurs individus). Ces sépultures traduisent l’urgence des enterrements face à un événement aussi soudain qu’imprévu, tel qu’un massacre, une épidémie, une catastrophe naturelle ou une sévère famine. Les anthropologues s’intéressent tout particulièrement à celles qui rassemblent un nombre important de sujets décédés dans un laps de temps très court. Les recherches engagées concernent à la fois la paléodémographie (avec des méthodes parfois différentes de celles mises au point par C. Masset) et la paléo-épidémiologie (les progrès accomplis par la biologie moléculaire permettent aujourd’hui de caractériser certains agents pathogènes responsables de grandes crises épidémiques).

• Les recherches dans le monde anglo-saxon

94 Un consensus s’est fait jour pour remettre la paléodémographie sur des rails plus sûrs et plus modestes (Jackes, 1992 ; Konigsberg, Frankenberg, 1994 ; Milner et al., 2000 ; Jackes, 2000 ; Wood et al., 2001), mais les efforts restent dispersés et les pistes de recherche variées.

95 Parallèlement aux études monographiques, qui continuent à traquer le moindre changement de mortalité que l’on pourrait imputer à une péjoration ou à une amélioration des conditions de vie, de grandes synthèses ont été consacrées à l'évolution de la longévité humaine depuis le Pléistocène (Smith, 1993 ; Helmut, 1999). D'autres chercheurs se sont intéressés aux progrès de l’espérance de vie à la naissance et aux conséquences démographiques de la néolithisation (Armelagos, 1990 ; Armelagos et al., 1991 ; Cohen et Armelagos, 1994). Toutefois, la portée de ces travaux est toujours entachée des erreurs liées à la détermination de l’âge individuel au décès des adultes.

96 Des avancées plus intéressantes portent sur le développement des techniques comparatives (cf. supra) et sur l'utilisation de méthodes mathématiques et statistiques, tant dans la détermination de l’âge au décès (Saunders et Katzenberg, 1992 ; Konigsberg et Frankenberg, 1992, 1994 ; Konigsberg, Frankenberg et al., 1997 ; Meindl et Russel, 1998 ; Aykroyd et al., 1999 ; Konigsberg et Holman, 1999 ; Holman et al., 2001) que dans l’approche paléodémographique. La méthode de L. Konigsberg et S. Frankenberg (1992), pour estimer avec un biais minimum l’âge moyen au décès et la répartition par âge des décès, tend à remplacer celle préconisée par C. Lovejoy et al. (1985) [40]. Leur méthode trouve cependant ses limites dès qu’il s’agit d’attribuer un âge fiable aux squelettes de plus de 40 ans.

97 Pour éviter les distorsions relevées entre modèles de mortalité contemporaine et schémas de mortalité propres aux populations anciennes, T.B. Gage (1989) a proposé de recourir aux modèles utilisant la « fonction de risque » (hazards models). Ces modèles permettent de supprimer les variations aléatoires générées par la taille de l'échantillon, de lisser la courbe de répartition des décès par âge, sans recourir à un modèle de mortalité préétabli. Ils offrent la possibilité de comparer des échantillons, que leur petite taille et leur hétérogénéité rendaient difficilement interprétables. Il est ensuite possible de déduire de la distribution par âge aux décès, un certain nombre de paramètres démographiques (Gage, 1988 ; Whittington, 1991).

98 Toutefois, ces modèles, également utilisés pour des populations contemporaines (Gage, 1990), s'appuient sur une segmentation de la courbe de mortalité, telle que définie par Gage et Dyke (1986), qui n'est pas totalement neutre. Une des applications des travaux de T.B. Gage à la paléodémographie est à porter au crédit de K. O’Connor (1995).

99 Bien qu'anciennement connue dans la littérature statistique, la « méthode du maximum de vraisemblance » (Maximum Likelihood Estimation, ou MLE) connaît un développement récent en paléodémographie, en liaison avec l'utilisation des modèles « risques ». Elle a été initiée par les travaux de R.R. Paine (1989), recherchant le meilleur ajustement entre la répartition des décès par âge établie d'après les squelettes et la distribution théorique associée aux tables-types de mortalité (ici, celles de Coale et Demeny, 1966). D'autres applications ont suivi, cherchant à déterminer les paramètres démographiques associés à la distribution des décès par âge ainsi rectifiée (Konigsberg et Frankenberg, 1992 ; Siven, 1991a et b ; Skytthe et Boldsen, 1993). Mais, aux problèmes déjà évoqués de la détermination de l'âge individuel au décès, viennent s'ajouter ceux qui découlent d'un modèle de mortalité plus ou moins adéquat.

100 Les travaux de J. Wood et al. (1992), cherchant à mesurer l’état sanitaire des populations, ont repointé le problème de la non-stationnarité et attiré l’attention sur deux biais moins connus : la mortalité sélective et l’hétérogénéité de la population. À cause de la mortalité sélective, on ne peut connaître que la pathologie des individus morts à un âge donné et non celle de tous les individus de cet âge. Ainsi, au sein d'une population, on ne connaîtra que l'état sanitaire des individus décédés, par exemple à 30 ans, mais non celui des individus de 30 ans. De la même manière, lorsque ceux-ci décèderont, leur pathologie sera associé à leur âge au décès. Il est donc impossible de restituer l'état sanitaire à un âge donné. De ce fait, l’échantillon observé est fortement biaisé.

101 L’hétérogénéité de la population est un phénomène connu en démographie (Vaupel et al., 1979). Une population est composée d’individus ayant leur propre résistance ou leur propre fragilité (frailty) face à la mort et à la maladie, ce dont il faudrait tenir compte dans l’analyse de la mortalité des populations archéologiques.

102 Ces critiques n’ont pas manqué de susciter une nouvelle levée de boucliers (Cohen, 1997). J. Wood et al. y ont répondu en proposant récemment (2001) un modèle de mortalité qui prend en compte les objections formulées.

103 À l’heure actuelle, la paléodémographie oscille entre une prise de conscience frustrante de la limite du document paléodémographique (McCaa, 1998 ; Jackes, 2000) et le développement d’outils statistiques de plus en plus complexes destinés à donner plus de consistance aux études paléodémographiques (Paine et Harpending, 1996 ; Freter, 1997). Tandis qu’une partie de la communauté scientifique tente de pallier les faiblesses du document ostéologique, certains paléodémographes continuent, imperturbablement, de proposer des tables de mortalité construites sur des estimations d’âges individuels (Mensforth, 1990 ; Benedictow, 1996 ; Alesan et al., 1999).

Perspectives paléodémographiques : nouvelles propositions [41]

104 Nous avons vu que la précision des méthodes de détermination de l’âge à partir du squelette différait nettement selon qu'il s’agissait d’individus adultes ou d’immatures. Cela nous a donc conduits à envisager des analyses séparées. Cet impératif méthodologique s'accorde avec un certain nombre de constats démographiques. De récentes études en démographie historique nous ont confortés dans ce sentiment, en apportant la preuve qu’au cours des siècles précédents la mortalité des enfants et celle des adultes avaient évolué en totale indépendance l’une de l’autre (Woods, 1993 ; Wrigley, Schofield et al., 1997). Il peut, par exemple, y avoir un gain en années vécues dans l’âge adulte alors que, dans le même temps, la mortalité enfantine reste à un niveau constant. Elles ont également démontré que, plus le niveau général de la mortalité est élevé, plus la corrélation entre mortalité adulte et mortalité infantile est mauvaise. C’est la mortalité infantile qui est la plus versatile. On notera aussi qu’il n’y a pas continuité dans l'évolution de la mortalité : une baisse de mortalité peut laisser place à une nouvelle hausse. À l’époque moderne, les progrès socio-économiques semblent avoir une incidence plus élevée sur la mortalité des enfants (0-5 ans), tandis que les progrès médicaux s'apprécient plus sur la mortalité adulte (Wrigley, Schofield et al., 1997). Enfin, les méthodes d’analyse mises au point en paléodémographie nous conduisent également à envisager de dissocier les deux segments de la courbe de mortalité. En effet, les différents indices utilisés (indice de juvénilité, âge moyen au décès des adultes) n’apportent pas la même information : l’indice de juvénilité fournit les meilleures corrélations avec la mortalité des enfants entre 5 et 15 ans, ce qui justifie à nos yeux la proposition de deux autres « estimateurs » (Cf. infra). L’âge moyen au décès des adultes est un bon estimateur de la mortalité adulte, il est très bien corrélé avec la série des quotients entre 15 et 65 ans (R2 = 0,9). Associé à l'indice de juvénilité, il apporte une information sur la plus grande partie de la courbe de mortalité : seuls les quotients de mortalité infantile et juvénile (définie ici entre 1 et 4 ans) restent difficilement accessibles.

• La « mortalité » des enfants : nouvelles approches

105 Le nombre et la fiabilité des indicateurs osseux d'âge chez les immatures rendent possible la détermination d’un âge au décès, dont la marge d'erreur est connue (de 2 à 36 mois pour l'âge dentaire). Cependant, dans une étude paléodémographique, cette marge d'erreur peut poser un problème lorsqu’il s’agit de rattacher l’enfant à une classe d'âges prédéfinie, alors que l'âge individuel estimé recouvre plusieurs classes. Divers auteurs ont proposé des solutions palliatives, aussi insatisfaisantes les unes que les autres [42] (Cf. supra). C'est pourquoi nous avons préféré proposer une nouvelle méthode, fondée sur le principe des « vecteurs de probabilités », où la réponse est exprimée en termes probabilistes, comme pour les adultes (Buchet, Séguy, et al., 2001), et qui offre une répartition probable des décès par classe d'âges annuelle et une répartition probable des décès dans les classes d'âges 5-9 et 10-14 ans.

106 Les travaux récents ont relancé la réflexion sur la mortalité des 5-19 ans, tant d'un point de vue démographique qu'anthropologique. La « mortalité » des enfants est à étudier à partir d’indicateurs qui leur sont propres. L'indice de juvénilité, comme le quotient moyen de mortalité enfantine de M. K. Jackes (Mean Childhood Mortality), sont des paramètres pertinents et anthropologiquement accessibles. D'autres paramètres sont également envisageables, par exemple l’âge moyen au décès entre 5 et 15 ans (Buchet, Séguy, et al., 2001).

107 La très bonne corrélation de l’indice de juvénilité avec la série des premiers quotients [43] nous permet de proposer deux « estimateurs paléodémographiques » complémentaires : 5q5 et 10q5. Ces deux paramètres sont établis directement à partir des 40 tables de mortalité utilisées par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1977), et selon les formules d’estimation proposées par ces auteurs :

equation im12

108 Par ailleurs, compte tenu de la sous-représentation quasi systématique des enfants de moins de 5 ans dans les nécropoles [44], il est toujours extrêmement difficile de restituer la part des 0-4 ans, dans la population inhumée, en raison notamment de la très grande diversité de situations possibles. La grande variabilité géographique, chronologique, culturelle constatée dans la mortalité infantile et juvénile conduit à un très large éventail de valeurs. Le rapport des deux quotients (1q0 et 4q1) peut prendre des valeurs nulles, positives ou négatives (la mortalité entre 1 et 4 ans peut être supérieure à celle de la première année, notamment en cas de sevrage tardif). Pour mesurer l'intensité de la mortalité des premières années, on sera inéluctablement conduit à faire des hypothèses et à recourir à des modèles et simulations. À cette difficulté, s’ajoute celle d’évaluer le niveau de la natalité, qui conditionne bien évidemment les effectifs des candidats à la (sur)vie. Cette tranche d'âges, importante dans la dynamique des phénomènes démographiques, reste donc difficilement accessible au paléodémographe.

• La « mortalité » des adultes : propositions

109 La méthode publiée par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset en 1996 pour mesurer sans biais l'âge moyen au décès d'un ensemble de squelettes adultes est restée inexplorée par les paléodémographes en raison de certaines difficultés techniques de mise en œuvre. Pour permettre son utilisation, nous proposons un nouveau programme de calcul qui s’appuie sur le principe méthodologique défini par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset, mais qui utilise une matrice de référence avec des classes d'âges quinquennales (exception faite de la première et la dernière classes). Cela permet, par rapport à des classes d'âges décennales, d’augmenter la précision du calcul.

110 Devant l’inadaptation des tables-types contemporaines pour restituer la mortalité du passé (Bocquet-Appel et Masset, 1996 ; Woods, 1993 ; Wrigley, Schofield et al., 1997), il nous a aussi paru nécessaire de disposer d'un réseau spécifique de tables-types, cela permettant, en outre, d'éviter les associations trompeuses entre « estimateurs » et tables-types contemporaines proposées par certains auteurs (cf. supra).

111 Plusieurs solutions envisageables ont été mises en œuvre. La première, la plus simple, a consisté à bâtir un modèle de mortalité, avec la collaboration de Magali Belaigues-Rossard, à partir des 40 tables [45] de J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1977). Le modèle utilise l’entrée par le quotient précédent. Il s’agit d’un modèle de type puissance, similaire à celui utilisé par S. Ledermann (1969). Ce modèle présente l'avantage de la simplicité, pour une qualité analogue à celle du modèle proposé par C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel. La formule d’estimation est la suivante :

equation im13
Les régressions sont fournies avec l'erreur-type et le coefficient d'appréciation de la qualité globale du modèle (adj R2).
IJ = indice de juvénilité = D5-14 / D20-?. (Tableau 6).

Tab. 6

Modélisation de la série des quotients de mortalité, à partir des 40 tables de mortalité de J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset

Tab. 6
Modèle erreur-type adj R2 log 1q0 = 0,428 * log IJ - 0.251 +/- 0,031 0,7 log 4q1 = 2,104 * log 1q0 + 0,513 +/- 0,072 0,68 log 5q0d = 0,527 * log IJ - 0,02 +/- 0,043 0,64 log 5q5 = 0,806 * log IJ - 0.407 +/- 0,021 0,94 log 5q10 = 0,902 * log IJ - 0,616 +/- 0,033 0,86 log 5q15 = 0,836 * log 5q10 - 0,186 +/- 0,050 0,69 log 5q20 = 0,938 * log 5q15 + 0,022 +/- 0,028 0,90 log 5q25 = 1,082 * log 5q20 + 0,156 +/- 0,030 0,91 log 5q30 = 0,969 * log 5q25 + 0,014 +/-0,026 0,93 log 5q35 = 1,033 * log 5q30 + 0,096 +/- 0,028 0,93 log 5q40 = 0,864 * log 5q35 - 0,075 +/- 0,027 0,92 log 5q45 = 1,042 * log 5q40 + 0,113 +/- 0,020 0,96 log 5q50 = 0,903 * log 5q45 - 0,010 +/- 0,028 0,92 log 5q55d = 0,718 * log 5q50 - 0,142 +/- 0,032 0,83 log 5q60d = 0,741 * log 5q55 - 0,089 +/- 0,028 0,80 log 5q65 = 0,748 * log 5q60 - 0,038 +/- 0,020 0,85 log 5q70 = 0,738 * log 5q65 - 0,012 +/- 0,018 0,81 log 5q75 = 0,848 * log 5q70 + 0,058 +/- 0,018 0,80

Modélisation de la série des quotients de mortalité, à partir des 40 tables de mortalité de J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset

Pour passer du logarithme du quotient au quotient de mortalité, on utilisera la formule suivante :
equation im15
Ces propositions, si elles permettent de rester dans le même univers de mortalité et dans le même univers mathématique, n’échappent pas aux critiques qui ont été faites aux estimateurs, et notamment au problème anthropologique du dénombrement des enfants dont l'âge est compris entre 5 et 14 ans (Cf. supra).

112 C’est pourquoi d’autres solutions ont été proposées, en particulier l’établissement d’un réseau de tables-types spécifiques aux populations préjennériennes. Pour pallier les faiblesses du modèle proposé par C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel (petit nombre de tables observées, étroitesse du champ géographique, rareté des tables antérieures à 1750), nous nous sommes appuyés sur un corpus plus important et plus diversifié. Quelque 173 tables de mortalité (du xvie au xxe siècle) ont été retenues [46], à partir d’un corpus de départ publié comprenant 292 tables de mortalité. L'échantillon ainsi défini a servi de base pour des modélisations de la mortalité ancienne. L'entrée dans ces tables-types se fait à partir de données fiables de l'anthropologie, tels que l’âge moyen au décès des adultes, l’âge moyen au décès des enfants de 5 à 15 ans, l’indice de juvénilité, ou une combinaison de deux indices. Ces modèles (tables-types) définissent les relations qui existent entre ces indicateurs et la série des quotients de mortalité, qui présentent une bonne corrélation statistique avec eux. L’estimation de la mortalité des populations archéologiques sera d’autant meilleure que les tables sélectionnées sont proches de celle de la population étudiée. Parallèlement à ces tables-types, nous avons élaboré des modèles relationnels, qui présentent le double avantage de ne pas imposer à l’échantillon analysé une structure de mortalité particulière, et d’en permettre l’estimation à partir d’un nombre réduit de paramètres d’entrée. Cette approche suppose que le modèle de référence choisi soit aussi proche que possible du comportement démographique de la population étudiée (Séguy, Buchet, et al., 2001).

Conclusion

113 Les critiques formulées à l’encontre de la paléodémographie ont suscité maintes réactions au sein de la discipline – les plus constructives visant à améliorer l'outil plutôt qu'à le réformer. Les écueils rencontrés dans la recherche des grandes caractéristiques démographiques des populations anciennes (espérance de vie, quotients de mortalité…), engagée depuis 25 ans avec l'utilisation d'estimateurs paléodémographiques, ont conduit à remplacer l'indice de juvénilité par l'âge moyen de mortalité adulte et à proposer de « nouveaux estimateurs ». De même, l'analyse des utilisations, adaptations, limites et utilisations abusives qui ont été faites de ces différentes méthodes nous a amenés à faire de nouvelles propositions. Sachant que la précision des méthodes de détermination de l’âge à partir du squelette diffère selon qu'il s’agit de sujets adultes ou immatures, il convenait d'harmoniser les analyses en les fondant sur de nouvelles méthodes : détermination d'un âge moyen au décès des enfants âgés de 5 à 14 ans, calcul de l'âge moyen au décès des adultes et élaboration de nouvelles tables-types de mortalité. L’ensemble de ces propositions fait l’objet d’un ouvrage méthodologique (Séguy, Buchet, Belaigues-Rossard, à paraître). Cependant, malgré de sensibles avancées, deux voies restent radicalement distinctes : certains paléodémographes restent attachés à des méthodes paléodémographiques fondées sur l'utilisation de l'âge individuel des sujets alors que l'école française, après avoir démontré l'impossibilité de donner un âge précis à partir d'un quelconque caractère osseux, appuie ses études sur une définition collective de l'âge.

114 Les conclusions d’un groupe de travail sur l’estimation de l’âge en paléodémographie, réuni sous l’égide du Max Plank Institute for Demographic Research (Rostock, Allemagne), rejoignent les vues françaises et pourraient contribuer à engager la paléodémographie de langue anglo-saxonne dans de nouvelles voies de recherches. Le protocole dégagé à Rostock préconise en effet, et entre autres choses, d’estimer directement la mortalité par âge « à partir de l’ensemble de l’échantillon de squelettes, non répartis par âge » (Wood et al., 2001).

115 L’heure est donc aux bilans et aux avancées nouvelles. Les ouvrages récemment publiés (Paine, 1997 ; Hoppa et Fitzgerald, 1999 ; Saunders et Katzenberg, 2000), ou à paraître (Hoppa et Vaupel), les tables rondes et colloques témoignent du regain de vitalité de cette discipline, qui, si elle sait reconnaître les imperfections et les limites du document, peut apporter des informations précises là où les méthodes traditionnelles de la démographie ne permettent pas d'aller.

Luc Buchet
CEPAM (UMR 6130 CNRS-Université de Nice-Sophia-Antipolis) /INED
250 rue A. Einstein, Sophia Antipolis
06650 VALBONNE-France
email : buchet@ cra. cnrs. fr
Isabelle Séguy
INED (Institut National d'Etudes Démographiques) /CEPAM,
133 Boulevard Davout
75020 PARIS
email : seguy@ ined. fr

Collaborations et remerciements

Nos plus vifs remerciements vont à Claude Masset et Jean-Pierre Bocquet-Appel qui ont mis leurs données et leurs programmes à notre disposition. À Magali Belaigues-Rossard et à Luc di Benedetto pour leur collaboration dans le traitement statistique des données. À Alain Blum, Benoît Haudidier et Jean-Marc Rohrbasser, pour leurs suggestions et critiques. À Suzanne Eades et Geneviève Perréard, pour leur relecture attentive et leurs commentaires avisés.

Notes

  • [1]
    Nous prenons ici « démographie historique » au sens large, dépassant la discipline née dans les années 1960 autour d'une source (l'état civil ancien), d'une méthode (l'exploitation démographique des registres paroissiaux), et d'une période (la fin de l'Ancien Régime). Notre propos couvre donc également les périodes antique et médiévale :
    - Pour la période antique, les travaux démographiques s'appuient sur des recensements limités dans le temps et dans l’espace (Bagnall et Frier, 1994), des listes de citoyens ou de militaires (Lo Cascio, 1997), des inscriptions funéraires sur les étiquettes des momies (Boyaval, 1977). Pour une bibliographie plus complète, voir Suder, 1988 et Corvisier et Suder, 1996. D'une manière générale, les sources sont souvent fragmentaires et ne livrent d’informations que sur une partie de la population. Des extrapolations sont nécessaires pour passer à la population totale et, de ce fait, prêtent le flanc à la critique.
    - Pour la période médiévale, ces sources tendent à disparaître. On connaît encore quelques inscriptions funéraires pour le haut Moyen Âge, mais elles ne suffisent pas à combler la réelle pénurie d’informations écrites pour cette époque. À partir du ixe siècle, les informations fournies par des polyptyques (tels que ceux de Saint-Germain-des-Prés, Saint-Remi de Reims, Saint-Victor de Marseille) peuvent déboucher sur des interprétations démographiques (Perrin, 1963 ; Zerner-Chardavoine, 1981 ; Devroey, 1981, 1984). Toutefois, ces données présentent encore de nombreuses lacunes, et l'historien doit souvent raisonner sur des échantillons très faibles.
    Pour le bas Moyen Âge, les terriers, les cartulaires, les pouillés, les dénombrements de feux et recensements fiscaux, les listes établies à des fins militaires, les testaments et les généalogies nobiliaires servent de base à de nombreuses études locales (les références – nombreuses – nous obligent à renvoyer le lecteur à la Bibliographie de l’histoire médiévale en France de M. Balard, 1992). Les sources médiévales, comme les sources antiques, ne fournissent pas des données complètes, au sens de la démographie. Toutefois, plus nombreuses et plus diversifiées, elles autorisent une meilleure perception des comportements démographiques (tels que : rythme de croissance bien établi du xie au xive siècle, incessante mobilité sur de courtes distances, développement de la population urbaine, surmasculinité et forte mortalité infantile), malgré les tâtonnements d’une méthode non standardisée et le long travail de patience que de telles études requièrent.
    De récents colloques témoignent de la vitalité de ces disciplines : ainsi les colloques internationaux de démographie historique antique (Arras, 1996, publié par Corvisier et Bettancourt-Valdher en 1999), le 118e Congrès national des Sociétés savantes (Pau, octobre 1993, publié en 1995 ; Fossier, 1995), consacré à « Population et démographie médiévale », la table ronde sur « Démographie et logistique » (Rome, 1994, publiée en 1997).
  • [2]
    La langue française a longtemps réservé le terme « anthropologie » aux seules études concernant les paramètres biologiques, tandis que les anglo-saxons l'utilisent pour toutes les disciplines qui traitent de l'Homme, dans ses dimensions culturelles aussi bien que biologiques.
    Certains auteurs, cherchant à délimiter précisément leur champ d'étude tout en évitant le discrédit qui pèse sur l'anthropologie physique lato sensu (du fait de ses relations, passées et compromettantes, avec la raciologie), ont introduit dans la littérature française des termes aussi variés que « anthropologie de terrain » (Duday, 1978, 1990), « paléoanthropologie funéraire » (Sellier, in Masset et Sellier, 1990), « archéoanthropologie » (Sellier, 1997) ou « ostéoarchéologie humaine » (Duday, 1997). Nonobstant ce foisonnement terminologique, il y a bien unité d'objet et de problématique : étude des caractères biologiques et culturels (du rituel funéraire aux modes de vie, à l'état sanitaire et aux structures biologiques) des populations anciennes, à partir d'un échantillon inhumé.
  • [3]
    L'étude des sépultures apporte des informations spécifiques sur les sociétés anciennes qu’aucune autre source historique n’aborde. L’os garde la trace de l'état sanitaire et du mode de vie des populations, sous la forme de pathologies osseuses, d'indicateurs de stress et de marqueurs d'activité, ou de pratiques culturelles comme la déformation volontaire du crâne. Il est également le reflet de l'environnement dans lequel les populations ont vécu et de certains comportements démographiques.
  • [4]
    Les principaux termes techniques, tant anthropologiques que démographiques, signalés par un astérisque, sont définis dans un glossaire, qu’on trouvera en annexe.
  • [5]
    Pour les techniques les plus classiques de détermination du sexe, on peut se reporter au travail de synthèse publié par D. Ferembach et al., en 1979. La méthode, fondée sur l'examen du coxal*, mise au point par J. Bruzek (Bruzek, 1991, 1992), semble actuellement la plus précise. Pour les caractères « extracoxaux », une analyse a été publiée par D. Castex et al. en 1993. L'analyse d’un marqueur génétique, l’amélogénine, après extraction de l'ADN peut fournir des résultats pertinents lorsque les os se prêtent à ce type d’opération, mais la mise en œuvre d'une telle technique est encore loin de pouvoir permettre son utilisation en routine (Hänni, 1994).
  • [6]
    B. J. Boucher, 1957 ; I. G. Fazekas et F. Kósa, 1978 ; T. Majó, 1992, 1997 ; T. Majó et al., 1993 ; H. Schutkowski, 1993.
  • [7]
    D'éventuels retards de croissance peuvent être évoqués lorsqu'on note une discordance entre l'âge déterminé par les critères dentaires, plus fiables car moins affectés par les troubles de la croissance, et l'âge estimé par la longueur des os des membres (cf. note 8) (Charlet, 1984 ; Alduc-Le Bagousse, 1988 ; Sansilbano-Collilieux, 1993 ; Molleson, 1997 ; Rovillé-Sausse, 1997).
  • [8]
    De nombreuses méthodes sont proposées. Elles s'appuient sur la longueur des diaphyses* (Bass, 1971 ; Fazekas et Kósa, 1978 ; Johnston, 1962 ; Stloukal et Hanáková, 1978 ; Sundick, 1978), les stades d'éruption et de minéralisation dentaire (Schour et Massler, 1940 ; Ubelaker, 1978, 1989 ; Moorrees et al., 1963a et b) et l'état de synostose des épiphyses* des os longs (méthodes colligées par D. Ferembach en 1979).
  • [9]
    En effet, l'objectif poursuivi par ces deux auteurs n'était pas de déterminer l'âge par les sutures. Ils recherchaient s'il existait, chez les mammifères, un schéma typiquement humain dans l'ordre et la vitesse d'oblitération des sutures, et ses variations éventuelles en fonction du sexe et de la race. Ils ont conclu qu'il n'y avait qu'un seul schéma, indépendant du sexe et de la race. Une table d'estimation de l'âge a été tirée de leurs travaux, sans tenir compte des biais de l'échantillon qui conduisaient à un rajeunissement des sujets étudiés, et plus encore celui des femmes (il a été démontré depuis que le schéma de synostose n'est pas le même pour les deux sexes, voir Masset, 1971 et 1982). Cela a notamment conduit aux hécatombes de jeunes femmes décrites dans les études paléodémographiques qui s’appuient sur cette méthode.
  • [10]
    Pour définir l'âge à partir d'une dent, la première méthode précise a été proposée par Gustafson (1950), modifiée par E. Vlcek et L. Mrklas en 1975. Par ailleurs, l'examen microscopique de coupes histologiques pratiquées dans des diaphyses d'os longs permet de mesurer le nombre d'ostéons et le diamètre des canaux de Havers*, deux données évoluant en fonction de l'âge. Le précurseur de la méthode est E.R. Kerley, en 1970, suivi de M. Bouvier et D.H. Ubelaker en 1977, et Ubelaker en 1978.
  • [11]
    C. Masset a toutefois calculé les équations permettant, dans le cadre de la population de référence (Lisbonne et Coïmbra, cf. infra : note 30), d'attribuer un âge à un individu à partir du coefficient de synostose de ses sutures crâniennes. Ainsi, l'erreur moyenne avec les sutures exocrâniennes est de 15 ans environ (14,76 chez les hommes et 15,5 chez les femmes). En termes d'âge individuel, l'information fournie par les sutures crâniennes est donc médiocre.
  • [12]
    Pondération des indicateurs d’âge proposée par C. Theureau (1998, p. 43) : 0,34 pour les sutures endocrâniennes ; 0,25 pour la symphyse pubienne ; 0,18 pour les têtes humérales et 0,23 pour les têtes fémorales.
  • [13]
    Des conditions d'exploitation des données anthropologiques à des fins paléodémographiques ont été définies par J. Nemeskéri (1971) : il faut un cimetière fouillé si possible exhaustivement, des squelettes en bon état de conservation, une topochronologie précise et des individus inhumés qui soient représentatifs de la population étudiée (des liens biologiques ou sociaux doivent exister entre les individus).
  • [14]
    Des nouvelles techniques histologiques de détermination de l’âge (Kerley, 1965, 1969 ; Kerley et Ubelaker, 1978), les anthropologues américains ont attendu plus qu’elles ne pouvaient offrir. Même chose face aux améliorations apportées aux méthodes plus traditionnelles (cf. Meindl et Lovejoy, 1989).
  • [15]
    Certains auteurs ont un temps cherché directement sur l’os les traces de parturition (Stewart, 1970).
  • [16]
    À partir de l'âge individuel (déterminé à un an près…) des quelque 1 300 squelettes exhumés à Libben (Ohio, USA ; 800 à 1100 après J.-C.), C.O. Lovejoy et al. (1977) ont établi une table de mortalité, puis calculé l'espérance de vie à la naissance, l'espérance de vie à 15 ans, le taux de natalité, le taux de fécondité, le nombre moyen d'enfants par femme. Ils ont conclu que la faible mortalité constatée chez les enfants et la forte mortalité des jeunes adultes étaient spécifiques aux populations archéologiques, peu exposées aux risques infectieux. Cependant, la simulation réalisée par N. Howell (1982), à partir de ces résultats, a clairement mis en évidence des anomalies dans la courbe de mortalité, anomalies que l'auteur attribue soit à des comportements biologiques et à des bases sociales très différents de ceux d'aujourd’hui, soit à des erreurs dans la détermination de l'âge.
  • [17]
    Au Canada, M. Jackes publie la même année un article qui va dans le même sens.
  • [18]
    La résistance de l'os à la dégradation physico-chimique post mortem est minimale pour les squelettes de jeunes enfants, elle passe par un maximum pour les squelettes adultes puis diminue pour les individus âgés. Elle peut donc déformer sensiblement les courbes de mortalité apparentes (Masset, 1994, 382). Le lien entre l'âge au décès et les conditions mécaniques de conservation des os dans la terre est moins net (Masset 1973a ; Baud et Gossi, 1980 ; Guy et Masset, 1997 ; Walker et al., 1988) ; une mauvaise conservation rend surtout délicat le recours aux indicateurs d'âge qui sont plus fragiles, comme la branche pubienne du coxal.
  • [19]
    Dans ce site, le problème principal est la sous-représentation des squelettes d’immatures : sur les 638 squelettes exhumés pour la période couvrant les vie-viie siècles ap. J.-C., seuls 21 appartiennent à des non-adultes. Si on appliquait stricto sensu la formule de G. Acsádi et J. Nemeskéri (1957, reprise par les mêmes auteurs en 1970 puis par P. Donat et H. Ullrich en 1971), on obtiendrait un nombre moyen de 88 habitants du village associé à la nécropole, incompatible avec les données de l’archéologie (une communauté de 88 âmes, dotée d’une espérance de vie à la naissance de 25 ans, « livrerait » en deux siècles 350 squelettes d’adultes, loin des 617 squelettes adultes exhumés). L. Buchet a proposé en 1978 un correctif à la formule de G. Acsádi et J. Nemeskéri, en pondérant le nombre de squelettes adultes trouvés par 1,45, qui représente la mortalité estimée des moins de 20 ans. Il obtient ainsi une population villageoise de 123 personnes.
  • [20]
    Toutefois, si l'on en croit Claude Masset et Maria E. Castro E Almeida (1990, 130) :… « Il ne s'agit encore ici que d'une simple liaison statistique, dont l'interprétation nous échappe largement… Pour élucider ce point, il nous manque trop de données qui reposent, inaccessibles, dans les cimetières. »
    Plus récemment, R.D. Hoppa (2000) a mis en évidence des changements morphologiques de la symphyse pubienne entre deux échantillons chronologiquement distincts.
  • [21]
    L’image d’une surmortalité féminine n’est pas absente des études les plus récentes (Simon et Leemans, 1991 ; Cocquerelle, 1993 ; Guy, 1995), sans qu’on puisse réellement affirmer qu’elle ne découle pas d’erreurs dans la détermination du sexe et de l’âge des individus (liées à une éventuelle dérive séculaire des paramètres biologiques – sutures, symphyse pubienne… – par exemple), ou d’une sélection à l’inhumation (Henry, 1959), voire encore d’une structure de population affectée par un déséquilibre entre les deux sexes. Historiquement, des cas de surmortalité féminine sont cependant attestés, correspondant à une dégradation des conditions de vie des femmes (Perrenoud, 1975). Cette question, sans avoir l'acuité qu'on lui donnait dans les études paléodémographiques, mérite encore notre attention, ne serait-ce que comme trace d'habitudes socio-culturelles, liées au statut de la femme dans la société.
  • [22]
    Population stable : population théorique, fermée (sans échanges migratoires), avec une structure par âge invariable, une loi de fécondité et une loi de mortalité par âge également invariables, et dont la balance détermine un taux de croissance constant. La théorie des populations stables en fait un modèle commode pour l’approche de la dynamique des populations, puisqu’on peut à partir d’un paramètre démographique connu accéder aux autres. Les populations stationnaires (Cf. infra) sont un cas particulier des populations stables.
    Pour recourir à ces modèles de population, il faudrait que certaines conditions archéologiques soient remplies (cf. supra, note 13) : avoir seulement la population du village (pas de migrations), toute la population du village (pas de sélection selon le sexe ou l'âge), une fouille exhaustive du cimetière et une détermination anthropologique de tous les squelettes, un cimetière utilisé sur une assez longue période pour autoriser l'hypothèse d'un taux de croissance nul ou constant.
  • [23]
    Population stationnaire : population théorique, fermée (sans échanges migratoires), où le nombre des décès et celui des naissances s'équilibrent pour donner un taux d'accroissement nul. La structure par âge de la population est invariable dans le temps, et est identique à la distribution par âge au décès. L'espérance de vie à la naissance est égale à l'âge moyen au décès, mais aussi à l'inverse du taux de natalité et à l'inverse du taux de mortalité. Les caractéristiques démographiques des populations stationnaires les rendent donc très attractives pour les paléodémographes.
  • [24]
    Ces populations théoriques se caractérisent par une loi de mortalité qui évolue indépendamment de la fécondité. L’âge moyen au décès n’est plus égal à l’espérance de vie à la naissance ; mais il présente de bonnes corrélations avec l’inverse du taux de natalité, ce que L. Sattenfield et H.C. Harpending (1983), repris et discuté (Horowitz, Armelagos, Watcher, 1988 ; Konigsberg, Frankenberg, 1994), ont voulu démontrer sur une population archéologique. M. Jackes (1992), plus critique à l’égard des déterminations de l’âge individuel sur les squelettes et du calcul de l’âge moyen, a émis de sérieuses réserves sur leurs conclusions.
  • [25]
    Certains auteurs ont imaginé de suivre l'évolution de la répartition des décédés, pour mesurer le taux de croissance (Valkovics, 1982) ; d'autres (Longacre, 1976 ; Cohen, 1977) ont tenté de s'appuyer sur des estimations de population à différentes époques, mais leurs calculs reposent sur des bases trop fragiles pour asseoir des hypothèses paléodémographiques.
  • [26]
    En effet, influant sur les naissances de l’année, la fécondité contribue à élargir ou rétrécir la base de la pyramide des âges, modifiant ainsi au fil des ans son profil. En revanche, la mortalité, touchant tous les âges de façon sensiblement identique d’une année à l’autre (sauf en cas de crise démographique particulière), modifie plus modestement la structure de la population.
  • [27]
    Les tables-types de A.J. Coale et P. Demeny (1966, Coale, Demeny et al., 1983) fournissent en effet les populations stables associées à chaque niveau de mortalité. Elles sont donc d’un usage commode pour les paléodémographes soucieux de mesurer la fécondité des populations archéologiques.
  • [28]
    La moitié des tables est antérieure au xxe siècle et les tables plus contemporaines concernent des pays qui n’avaient pas encore commencé leur transition démographique.
  • [29]
    Reprenant les tables de mortalité que C. Masset et J.-P. Bocquet-Appel nous ont aimablement fournies, nous avons constaté que les meilleures corrélations entre l’indice de juvénilité et les quotients de mortalité étaient, non pas avec 1q0 ni 5q0, mais avec 5q5 (r = 0,97) et 5q10 (r = 0,94). Cela s’explique par le fait que 1q0 et 4q1, quotients par ailleurs sujets à de fortes variations, n’entrent pas dans le calcul de l’indice de juvénilité.
  • [30]
    La population de référence utilisée par C. Masset est composée des 849 crânes de la collection de Ferraz de Macedo, exhumés à Lisbonne en 1876, complétée par 65 crânes de Coïmbra (sujets de plus de 70 ans, décédés entre 1910 et 1936) pour contrebalancer l'échantillon de Lisbonne, dont les âges au décès sont compris entre 18 et 70 ans (Masset, 1982 ; Masset et Castro E Almeida, 1990).
  • [31]
    Une récente étude (Séguy, Wabont, 1999) a confirmé, sur une population archéologique, ce que C. Masset avait déjà validé sur son échantillon (1982). Partant de la loi de mortalité spécifique aux religieuses de Maubuisson (Val-d’Oise), telle qu’établie d’après des sources écrites, les auteurs ont calculé les vecteurs de probabilités afférant aux sutures crâniennes des moniales exhumées. Les répartitions obtenues après regroupement en deux classes d’âges, compte tenu du petit effectif soumis à l’étude, sont significativement identiques à la distribution de départ, ce qu’on n’obtenait pas en recourant à la population standardisée.
  • [32]
    Toutefois, ses principaux résultats sont présentés dans M.Y. Iscan (1989a).
  • [33]
    Cette méthode dite « de Halley » ou « des décès cumulés » permet, sous certaines hypothèses (population stationnaire, fermée), de calculer la table de mortalité de la population considérée. En effet, le nombre de naissances est égal au nombre de décès et la pyramide des âges est identique à la répartition des survivants par âge. Partant de la répartition des décès par âge observé, il est donc possible de calculer les survivants à chaque âge et les quotients de mortalité.
  • [34]
    J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset (1977), proposent une relation fondée sur l'indice de juvénilité (D5-14/D20-?) et l'indice de sénilité (D60-?/D20-?). Malheureusement, ce dernier est inaccessible par les déterminations anthropologiques. Ne disposant pas, à l'heure actuelle, de critères permettant d'apprécier le taux d’accroissement des populations inhumées, ni d'en distinguer le sens, on en est réduit à formuler de simples hypothèses, d’où le choix des auteurs de proposer, par pas de 0,005, les régressions correspondant à des taux d’accroissement annuels compris entre -0,02 et +0,02.
  • [35]
    C’est ainsi qu’ils utilisent « le principe de conformité à un modèle de mortalité archaïque » pour détecter tout ce qui, dans l'échantillon archéologique, ne relèverait pas d'une « mortalité naturelle » (voir infra, note 42).
  • [36]
    Les tables-types de Ledermann (1969) sont d’un usage courant et commode en démographie, car elles offrent plusieurs paramètres d’entrée possibles. Elles ont été établies à partir d’un corpus de tables de référence relativement récentes (fin xixe–milieu xxe siècle) et concernant essentiellement les pays occidentalisés.
  • [37]
    On notera qu'on n’obtient alors que 10 tables sur 45 présentant les caractéristiques retenues par J.-P. Bocquet-Appel et C. Masset : un indice de juvénilité supérieur à 0,100 et un rapport des décédés entre 5 et 9 ans sur les décédés entre 10 et 14 ans supérieur à 2.
  • [38]
    La méthode itérative d'ajustement proportionnel (IPFP) est une méthode mathématique qui permet d'obtenir, à partir d’une répartition par stade de vieillissement biologique, une distribution pertinente des décès par âge et l'âge moyen associé à cette distribution. Elle nécessite de disposer d’une matrice de référence, indiquant la correspondance entre les stades de vieillissement et la valeur centrale de chaque classe d’âges retenue. Cette méthode permet de s’affranchir du biais de la structure de la population de référence, et reste fiable quels que soient les effectifs en présence.
  • [39]
    Cette méthode a été utilisée avec succès par Geneviève Perréard, du Département d'Anthropologie et d'Écologie de l'Université de Genève, sur une population du Haut Moyen Âge romand : Romainmôtier. Les résultats ont été présentés lors de la réunion de la Société d'Anthropologie de Paris en janvier 2001, mais n'ont pas encore été publiés.
  • [40]
    En dépit des biais dénoncés, la méthode préconisée par C. Lovejoy et al. (1985) est encore à la base de nombreuses études paléodémographiques (par exemple : Storey et Hirth, 1997).
  • [41]
    Les nouvelles applications développées sont à paraître dans un ouvrage consacré à la paléodémographie (éditions de l'INED).
  • [42]
    P. Sellier, et ses collaborateurs, proposent, au nom d'un « principe de conformité à un modèle de mortalité archaïque », de « réintégrer » les enfants dans les classes d’âges 0-4, 5-9, 10-14, 15-19 ans, de sorte que les classes 5-9 ans et 10-14 ans soient sensiblement de mêmes effectifs et les moins soumises à la mortalité. L’hypothèse de départ d’un risque de mortalité minimum entre 5 et 14 ans révolus est fondée, mais, en « réintégrant » certains sujets dans une classe d'âges choisie, on néglige la probabilité -tout aussi forte- que ces mêmes sujets appartiennent à une autre classe d’âges.
  • [43]
    Au-delà de 15 ans, la qualité des régressions s’effondre : l’indice de juvénilité est impropre à rendre compte de la mortalité adulte. Il faut donc envisager une autre méthode pour estimer les quotients de mortalité au-delà de 15 ans.
  • [44]
    J.A. Moore, A.C. Swedlung et G.L. Armelagos (1976) ont étudié les conséquences du sous-enregistrement des moins de 5 ans dans la restitution des schémas de mortalité. Ils ont conclu que les quotients de mortalité – exception faite des deux premiers – étaient peu affectés par le sous-enregistrement. En revanche, le sous-enregistrement est plus manifeste au niveau de la courbe des survivants.
    Plus récemment, M.K. Jackes (1992), puis R.D. Hoppa (1999) se sont intéressés à l’impact de la sous-représentation des jeunes et des personnes âgées dans l’appréciation de la mortalité des populations archéologiques, notamment dans le calcul de l’espérance de vie à la naissance.
    Les biais induits par la sous-représentation de l’un ou l’autre groupe n’ont pas le même poids : le déficit en personnes âgées a de plus graves répercussions sur l’estimation de l’espérance de vie à la naissance que la sous-représentation des jeunes enfants, qui pèse peu dans le total des années vécues. Inversement, celle-ci entraîne une sous-estimation plus importante de la fécondité.
  • [45]
    Toutefois, pour optimiser la qualité du modèle, trois tables ont dû être retirées, celles de Genève 1625, classes I, II et III.
  • [46]
    Ces tables ont été sélectionnées statistiquement à partir des variables discriminantes caractéristiques d’une mortalité préjennérienne.
Français

Résumé

La recherche des grandes caractéristiques démographiques des populations anciennes, fondée sur l'étude de squelettes issus de sites archéologiques, s'est heurtée à de nombreux obstacles. Les paléodémographes ont tenté, rarement d'une même voix, de les contourner par des adaptations méthodologiques ou des innovations.
La publication d'ouvrages, la tenue de tables rondes et de colloques témoignent à l'heure actuelle du regain de vitalité de cette discipline. Il était donc intéressant de faire le point, tant sur les sources et les outils, que sur les grandes directions suivies naguère par la paléodémographie et les pistes qu'elle emprunte aujourd'hui, en France comme l'étranger.
L'évolution de la discipline a été marquée par une longue polémique transatlantique concernant le problème posé par l'estimation de l'âge au décès des adultes. La validité des résultats présentés par les paléodémographes dépend de l'exactitude des données utilisées. Or, quel que soit l'indicateur utilisé, l'âge au décès estimé est toujours assorti d'une encombrante marge d'erreur. Pour contourner cette difficulté, des paléodémographes français ont proposé, il y a 20 ans, de travailler sur l'âge « collectif » et non plus sur l'âge individuel. Leur méthode probabiliste, adoptée par la plupart des paléodémographes européens, n'a pas la faveur de leurs collègues américains.
Le présent bilan propose une analyse critique des diverses méthodes, examine les adaptations éventuellement proposées et dénonce des utilisations parfois abusives. La démonstration de l'impossibilité de donner un âge exact à partir d'un quelconque caractère osseux étant faite, les auteurs apportent ici quelques compléments à des méthodes existantes et poursuivent leurs recherches dans une approche probabiliste.
En reconnaissant les imperfections du document anthropologique sur lequel elle se fonde et en définissant clairement ses limites, la paléodémographie peut apporter des informations originales là où les méthodes traditionnelles de la démographie ne permettent pas d'aller. Les nouvelles approches méthodologiques développées devraient permettre de tirer profit de l'important corpus de données mis à disposition par les anthropologues.

  1. Définition du champ d'étude
  2. Les outils du paléodémographe
    1. Les sources
    2. Les méthodes de détermination du sexe et de l'âge
      1. • La détermination du sexe
      2. • La détermination de l'âge
  3. L'approche paléodémographique : évolution de la discipline
    1. Les premières tentatives
    2. Les premières ambitions paléodémographiques, des années 1920 aux années 1970
    3. Le miroir aux alouettes (1970-1982)
    4. Le tournant méthodologique : l'école française à partir des années 1970
    5. Une longue polémique transatlantique (1982-1992)
  4. Les écueils à contourner et les hypothèses fortes qu’ils sous-tendent
    1. La non-exhaustivité des sources
    2. La représentativité de l'échantillon
      1. • La représentativité liée aux effectifs
      2. • La représentativité suivant les structures de population
    3. Les problèmes liés aux méthodes de détermination de l'âge et du sexe
      1. • Les problèmes liés au choix des collections de référence
      2. • Les principales causes d’erreurs dans la détermination de l’âge et du sexe
    4. Les hypothèses sous-jacentes en paléodémographie
      1. • Le recours aux modèles de populations
      2. • Le choix délicat d’un modèle de mortalité
  5. Les solutions proposées : présentation, limites et utilisations
    1. La population de référence « standardisée »
      1. • Présentation
      2. • Utilisations
      3. • Adaptations
      4. • Limites
    2. La méthode des « vecteurs de probabilités »
      1. • Présentation
      2. • Utilisations
      3. • Adaptations
      4. • Utilisations abusives
      5. • Limites
    3. La méthode des « estimateurs »
      1. • Présentation
      2. • Utilisations
      3. • Adaptations
      4. • Limites
      5. • Utilisations abusives
    4. L'âge moyen au décès des adultes et les « nouveaux estimateurs »
      1. • Présentation
      2. • Utilisations
  6. La paléodémographie aujourd'hui et ses perspectives
    1. Les grands courants de la paléodémographie aujourd’hui (1992-2001)
      1. • L’école française
      2. • Les recherches dans le monde anglo-saxon
    2. Perspectives paléodémographiques : nouvelles propositions
      1. • La « mortalité » des enfants : nouvelles approches
      2. • La « mortalité » des adultes : propositions
  7. Conclusion
  • Glossaire des termes anthropologiques utilisés

    • Col huméral, fémoral : situé à l'extrémité proximale (la plus proche de l'axe du corps) de l'humérus ou du fémur. Le col relie la tête au corps de l'os (la tête est l'épiphyse proximale, le corps et le col constituent la diaphyse).
    • Diagnose sexuelle : détermination du sexe d'un sujet s'appuyant, en paléoanthropologie, sur l'examen des os dont les caractères sont les plus discriminants (essentiellement ceux du bassin et du crâne).
    • Diaphyse et épiphyse : les os longs se composent de trois segments (reliés par du cartilage pendant le jeune âge, ils se soudent entre 13 et 25 ans environ) : une diaphyse et deux épiphyses. Le segment moyen est la diaphyse (constitué d'os compact résistant entourant le canal médullaire) ; à chaque extrémité se trouve une épiphyse articulaire (constituée d'un bloc d'os spongieux entouré d'une mince pellicule d'os compact).
    • Havers (système de ou Ostéon) : structure de base de l'os compact formée de lames osseuses concentriques ; au centre se situe le canal de Havers qui contient des capillaires sanguins et du tissu conjonctif.
    • Immature : on qualifie d'immature un individu qui n'a pas atteint sa maturité dentaire et dont la synostose entre les corps de l'occipital et du sphénoïde (à la base du crâne) n'est pas achevée (18 ans en moyenne).
    • Indicateur de stress : un indicateur de stress est une variation morphologique du squelette qui apparaît et se développe en réaction à un stress (le terme stress désigne une réaction de l'organisme à des agressions extérieures comme la maladie ou la malnutrition).
    • Os coxal : os de la ceinture pelvienne ; articulés avec le sacrum, les deux os coxaux forment le bassin. Le dimorphisme sexuel est très marqué sur le coxal ce qui en fait l'indicateur le plus sûr pour la diagnose du sexe.
    • Pratiques/rites funéraires : l'expression « pratiques funéraires » recouvre un ensemble de gestes liés aux funérailles que l'archéologie funéraire permet de restituer. Pour parler de « rites », il faudrait également connaître la teneur du discours et les gestes associés à la cérémonie, ce qui est possible pour les périodes historiques, mais est exclu pour la préhistoire et la protohistoire.
    • Recrutement : certains archéologues et anthropologues désignent ainsi les mécanismes qui ont conduit une population donnée à inhumer ses défunts – ou certains de ses défunts – dans un espace funéraire déterminé, donnant à l'échantillon de population ainsi formé les particularités liées à ce choix (sexe, âge, statut social, origines…).
    • Suture crânienne : zone d'union entre deux os de la voûte crânienne. Il s'agit d'une articulation immobile (synarthrose) dont les surfaces articulaires sont unies par du tissu fibreux.
    • Symphyse pubienne : articulation semi-mobile (amphiarthrose) unissant les deux pubis par un ligament interosseux.
    • Synostose : union de deux os précédemment séparés. Dans le cas du crâne, l'ossification du tissu fibreux qui unit initialement les os de la voûte aboutit à leur fusion. Ce phénomène, corrélé à l'âge, est l'indicateur osseux le plus utilisé en paléodémographie. L'observation de la synostose peut se faire sur la face endocrânienne (interne) ou exocrânienne (externe) de la voûte.
    • Travée osseuse : dans certaines zones, constituées d'os spongieux supportant des contraintes importantes (comme le col fémoral), le tissu osseux s'organise en travées qui assurent solidité et résistance. La raréfaction de ces travées par décalcification (vieillissement, ostéoporause…) entraîne une fragilité de ces zones. Comme pour la synostose, sa corrélation avec l'âge fait de la décalcification un marqueur osseux utilisé parfois en paléodémographie.
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Luc Buchet
Isabelle Séguy
Cette publication est la plus récente de l'auteur sur Cairn.info.
Mis en ligne sur Cairn.info le 01/10/2005
https://doi.org/10.3917/adh.103.0161
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