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    Plan détaillé Texte intégral L’apparentement généalogique des couplesL’isonymie matrimonialeLes paires patronymiques répétéesL’évolution temporelle du nombre de répétitions patronymiquesComparaison des modèlesQue mettent en évidence les caractéristiques patronymiques des couples ? Bibliographie Auteurs

    Le patronyme

    Ce livre est recensé par

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    Table des matières

    Chapitre 8. Parenté généalogique et isonymie matrimoniale en Haut-Jura du xviiie au xxe siècle

    Deux modèles d’estimation de la parenté génétique

    Michel Vernay, Alain Bideau et Guy Brunet

    p. 391-406

    Texte intégral Bibliographie Références bibliographiques Auteurs

    Texte intégral

    1La description et la mesure de la parenté sont, pour les généticiens des populations, des objectifs essentiels dans leur recherche sur les conséquences génétiques des unions entre apparentés. C’est une des raisons pour lesquelles ils s’intéressent aux variations de cette parenté d’une population à l’autre et à ses modifications au fil des générations, en fonction des stratégies matrimoniales, des conditions démographiques et du degré de mobilité géographique. Leur travail s’appuie principalement sur l’analyse des réseaux généalogiques (reconstitués à partir des registres paroissiaux et d’état civil), et, suite aux travaux de Crow et Mange (1965), sur l’utilisation des patronymes comme marqueurs de la parenté (où les porteurs d’un même patronyme sont supposés posséder des ancêtres communs) et des migrations (où les porteurs d’un même patronyme sont supposés posséder une origine géographique, d’ailleurs plus ou moins lointaine, identique). Ces deux approches, souvent perçues comme concurrentes (Rogers, 1991), aboutissent parfois à des résultats assez divergents (Vu-Tien-Khang et Sevin, 1977), et la confusion qui règne quelquefois autour des hypothèses à la base de chaque modèle ne contribue pas à faciliter leur interprétation.

    2Plus récemment, Lasker et Kaplan (1985) ont élargi la problématique en mesurant l’intensité des répétitions des combinaisons patronymiques (formées par le nom de famille du mari et le nom de jeune fille de l’épouse) parmi les actes de mariages, ce qui a ainsi conduit à la mise en évidence d’échanges privilégiés entre certaines familles (Relethford, 1992 ; Koertvelyessy et al., 1988, 1990, 1992, Lasker, 1988).

    3L’existence du fichier généalogique de la vallée de la Valserine, et les connaissances désormais acquises sur la structure de cette population (Heyer, 1991 ; Bideau et al., 1992 ; Bideau et al. 1994, Vernay, 1997 a), ont permis d’entreprendre une analyse comparée des approches généalogiques et patronymiques, en précédant à l’analyse des unions enregistrées dans la vallée entre 1763 et 1972. La recherche a en fait poursuivi un triple objectif : (1) comparer les estimations de parenté fournies par les généalogies reconstituées et l’isonymie matrimoniale après avoir précisé les conditions de validité des deux modèles ; (2) expliciter les caractéristiques des groupes matrimoniaux (unions consanguines, unions isonymes, paires répétées et uniques) mis en évidence par les différentes méthodes, notamment au regard de paramètres anthropologiques comme l’endogamie géographique ; (3) voir en quoi la confrontation de ces modèles et l’interprétation des discordances peuvent compléter la connaissance de l’histoire génétique de la vallée.

    4Les 4 899 unions enregistrées, entre 1763 et 1972, dans quatre communes (Montanges, Champfromier, Chézery-Forens et Lélex) de la vallée de la Valserine ont été réparties en sept cohortes de trente ans, Roberts et Rawling (1974) ayant montré que l’amplitude de l’intervalle d’étude n’a pas d’incidence notable sur l’étude des phénomènes de parenté. L’estimation de la fréquence des unions endogames a été réalisée sur un échantillon plus réduit, composé de 4417 unions pour lesquelles les lieux de naissance des deux conjoints sont connus.

    5Cette recherche a été réalisée au cours d’un séjour post-doctoral effectué à l’Ins tituto di Genetica Biochimica ed Evoluzionistica (Consiglio Nazionale delle Ricerche) de Pavie (Italie) dans le cadre d’une bourse internationale de recherche (BIR n° 97023971) attribuée par la Région Rhône-Alpes à l’un d’entre nous (Michel Vernay).

    L’apparentement généalogique des couples

    6À l’intérieur d’une population, le coefficient moyen de parenté (fii) exprime le degré moyen de parenté de chaque couple ; il s’agit donc de la moyenne pondérée des coefficients de parenté de tous les couples enregistrés (équation 1).

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    7Où, n ikdésigne le nombre de couples apparentés au k-ième degré dans la population i, fk désigne le coefficient de parenté correspondant au k-ième degré de parente et N. désigne le nombre total de couples enregistrés dans la population i. La sommation est effectuée pour tous les degrés de parenté relevés dans les mariages de la population i.

    8Après recensement, parmi les mariages enregistrés entre 1763 et 1972 dans la vallée de la Valserine, des unions conclues entre deux conjoints apparentés, le coefficient moyen de parenté généalogique a été calculé pour chacune des sept cohortes de couples.

    L’évolution temporelle de la parenté généalogique

    9Entre 1763 et 1972, il apparaît que 432 unions (soit 8,8 %) ont été conclues entre deux conjoints apparentés. Sur ces 432 unions, 272 (soit 63,0 %) correspondent à un degré de parenté proche (c’est-à-dire jusqu’aux cousins double germains -ff≥ 1/256-) et 160 (soit 37,0 %) correspondent à un apparentement de type éloigné (c’est-à-dire au-delà de la quatrième génération -f < 1/256). Cette faible importance de la parenté éloignée est singulière pour une population rurale de l’Ancien Monde. Dans l’île de Sottunga (Finlande), 36 % des enfants nés entre 1850 et 1900 sont issus de parents apparentés (O’Brien et al., 1988). Dans la vallée de la Vallouise, entre 1730 et 1789, plus de 70 % des couples unissent deux conjoints apparentés (Prost, 1998). En revanche, dans la petite commune de Burdignin (Alpes françaises), la proportion des unions entre apparentés ne dépasse pas 9,2 % pour l’ensemble de la période 1688-1960 (Dodinval et Klein, 1962).

    10La profondeur généalogique des fichiers est cependant très variable d’une population à l’autre, de sorte que les comparaisons inter-populations sont rendues très délicates. Dans la vallée de la Valserine, il est donc probable que la faible importance de la parenté éloignée n’indique pas une ouverture particulière de la population, mais qu’elle reflète au contraire la faible profondeur généalogique du registre de population (les séries matrimoniales de la vallée ne sont complètes qu’à partir de la seconde moitié du xviiie siècle.

    11L’évolution temporelle du coefficient de parenté généalogique totale et du coefficient de parenté généalogique éloignée (au-delà de la quatrième génération) permet de préciser la dynamique de la population de la vallée (Fig. 1). Alors que la proportion des unions entre apparentés atteint son maximum entre 1883 et 1912 (20,6 % des mariages enregistrés durant cette période sont conclus entre deux conjoints apparentés), la parenté généalogique moyenne atteint son maximum entre 1853 et 1882. À cet instant, l’apparentement généalogique moyen entre les conjoints s’élève à 0,00274606, ce qui correspond à un degré de parenté moyen compris entre le quatrième et le cinquième degré canonique. Il est difficile de dire s’il s’agit d’un extremum – d’autres études ont indiqué la présence d’une augmentation de la parenté vers la fin du xive siècle (Dodinval et Klein, 1962 ; Pettener, 1985 ; Calderon et al., 1993) – ou la conséquence des lacunes généalogiques.

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    Figure 1 – Évolution temporelle de la fréquence des unions entre apparentés, du coefficient de parenté généalogique totale et du coefficient de parenté généalogique éloignée observés entre 1763 et 1972 dans la vallée de la Valserine.

    12Certes, la contribution de la parenté éloignée à la parenté totale augmente régulièrement au cours du temps, passant de 0,2 % durant la période 1823-1852 à 22,0 % durant la dernière période (Fig. 1), mais elle demeure, comme nous l’avons déjà souligné, très inférieure à ce qui est généralement observé dans des populations européennes similaires. Ainsi, dans les paroisses de la vallée de l’Ouzom (Pyrénées), la parenté éloignée contribue à plus de 50 % de la valeur du coefficient de parenté généalogique totale (Serre et al., 1985). Il semble donc acquis que les généalogies reconstituées ne rendent que médiocrement compte des liens réels de parenté existant entre les ressortissants de la vallée de la Valserine.

    Apparentement généalogique et endogamie géographique

    13Les migrations s’opposent à la dérive génétique et à la progressive homogénéisation du stock allélique qui en découle, à condition évidemment que les nouveaux arrivants ne soient pas apparentés avec les autochtones. Si l’hypothèse d’une relation positive entre endogamie géographique et apparentement est cohérente au plan mathématique, certaines observations locales semblent l’infirmer. Dans l’aristocratie finlandaise (Jorde et Pitkänen, 1991), comme dans les communes rurales du pays de Sault (Vu-Tien-Khang et Sevin, 1977), la proportion des couples endogames (c’est-à-dire unissant deux conjoints originaires de la même commune) est proportionnellement moins élevée parmi les unions apparentées que parmi les unions non apparentées.

    14Parmi les unions entre apparentés, la proportion des couples endogames (c’est-à-dire dont les deux conjoints sont originaires de la commune de mariage) atteint 77,6 %, alors qu’elle n’est que de 46,1 % parmi les unions entre non apparentés ; la différence observée entre les deux distributions est significative (X2 = 154,1 ; 3 ddl ; p < 10-3). Les deux phénomènes semblent étroitement liés, sans qu’il soit possible de préciser lequel est à l’origine de l’autre. Cette forte corrélation souligne la présence de stratégies matrimoniales largement marquées par la proximité à la fois géographique et généalogique des futurs conjoints.

    L’isonymie matrimoniale

    15Le modèle de l’isonymie matrimoniale de Crow et Mange (1965) permet d’estimer le coefficient de parenté à partir de la fréquence des unions isonymes (c’est-à-dire pour lesquelles les deux conjoints portent le même patronyme). Le nombre total d’unions isonymes est dû à l’existence inévitable de mariages entre apparentés, du fait du hasard (effet de la dérive génétique), et à l’existence de phénomènes (stratégies d’alliance, subdivisions sociales ou géographiques) favorisant, ou au contraire diminuant, ce nombre.

    16La parenté isonymique totale (F), la parenté isonymique aléatoire (Fr) (correspondant à une situation de panmixie) et la parenté isonymique non aléatoire (Fn) ont été estimées à partir des fréquences patronymiques relevées dans les actes de mariage de la vallée entre 1763 et 1972.

    L’évolution temporelle de l’isonymie matrimoniale

    17Entre 1763 et 1972, 265 unions isonymes (soit 5,4 %) ont été dénombrées dans la vallée de la Valserine. La fréquence des unions isonymes varie considérablement dans l’espace et dans le temps (Vernay, 1997 a) et, si elle est souvent modeste – 2,1 % dans les paroisses anglaises du Northumberland (Roberts et Rawling, 1974), 1,5 % dans le Massachusetts (Swedlund et Boyce, 1983), 1,9 % dans l’île de Scilly (Raspe et Lasker, 1980) –, elle peut localement atteindre des valeurs très élevées : 9,7 % dans la vallée de la Vallouise (Prost, 1998), 10 % à Champfromier (Vernay et al. 1998).

    18L’évolution temporelle, pour l’ensemble de la vallée, des indices du modèle de l’isonymie matrimoniale (Fig. 2) se révèle très différente de celle du coefficient de parenté généalogique (Fig. 1). La parenté isonymique totale présente un maximum au cours de la période 1793-1822 (à ce moment, 7,9 % des unions sont isonymes). En dehors de cet épisode, elle est relativement élevée et stable sur l’ensemble de la période 1763-1882. Ce n’est qu’à partir des années 1880 qu’une baisse régulière s’amorce.

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    Figure 2 – Évolution temporelle des coefficients de parenté isonymique totale (F), aléatoire (Fr) et non aléatoire (Fn) enregistrés entre 1763 et 1972 dans la vallée de la Valserine.

    19Au niveau de la vallée, la parenté isonymique totale (F) est presque toujours significativement supérieure à la parenté isonymique attendue sous un régime de panmixie (Fr). Le nombre important des mariages isonymes ne peut donc pas être imputé à la seule homogénéité du stock patronymique. Il faut attendre la période contemporaine (1943-1972) pour que la différence ne soit plus significative : à cet instant, la totalité des unions isonymes peut être attribuée au seul hasard. L’écart à la panmixie est particulièrement important durant la période 1793-1822 : soixante-six unions isonymes sont alors observées au lieu des trente-huit attendues. L’importance de l’écart entre la parenté isonymique totale et la parenté isonymique aléatoire illustre la faible dispersion géographique (conséquence de l’existence de communes) des porteurs d’un même patronyme et le faible mélange entre eux des habitants des différentes communes de la vallée. En revanche, il existe un écart significatif à la panmixie sur l’ensemble de la période 1793-1912, particulièrement important entre 1793 et 1822. Pendant cette période, un phénomène supplémentaire se produit au niveau des communes pour induire un écart significatif à la panmixie.

    20Il apparaît également qu’il existe une corrélation positive (p = 0,44 ; p < 0,01) entre le terme non aléatoire (Fn) et le nombre de mariages enregistrés dans chaque commune. Ce sont dans les communes les plus « vastes » que le fractionnement en sous-populations (conséquence de l’existence de hameaux, de groupes socio-professionnels, religieux ou ethniques) de la population matrimoniale est le plus important. Ce résultat a été également mis en évidence dans le Massachusetts (Relethford, 1992).

    Isonymie matrimoniale et endogamie géographique

    21Dans l’ensemble de dix-huit communes du Haut-Jura (Vernay, 1997 a), la relation entre la diversité et le taux d’immigration apparaît également au niveau des stocks patronymiques. En effet, la proportion plus élevée de migrants parmi les hommes (46,3 % contre 26,7 % parmi les femmes) s’accompagne d’une plus grande diversité patronymique (1614 patronymes différents sont dénombrés parmi les 11 718 hommes contre 1169 seulement parmi les 11 718 conjointes).

    22De plus, lorsqu’une union isonyme se produit, elle unit généralement deux conjoints issus de la même commune, de sorte qu’environ huit couples isonymes sur dix unissent deux conjoints nés dans la même commune, contre moins de un sur deux pour les couples non isonymes (X2 = 100,4 ; 3 ddl ; p < 10-3).

    23Cette étroite association entre isonymie matrimoniale et endogamie géographique semble être une particularité des populations « anciennes » (probablement sous l’effet de la dérive génétique et de la faible mobilité géographique). Elle ne se retrouve pas dans les populations du Nouveau Monde. Dans l’Utah (États-Unis), entre 1860 et 1909, l’endogamie géographique concerne 55,4 % des unions isonymes (Jorde et Morgan, 1987) et la différence avec les unions non isonymes ne se révèle pas significative. Dans le comté de Worcester (état du Massachusetts), 54,2 % des unions isonymes sont endogames durant la période 1741-1849 et, à nouveau, la différence entre les deux proportions n’est pas significative (Relethford et Jacquish, 1988). En revanche, dans le val Vareita (Alpes italiennes), à l’image de ce que l’on observe dans la vallée de la Valserine, Lasker et al. (1972) relèvent une relation positive entre la fréquence des unions isonymes et celle des unions endogames.

    Isonymie matrimoniale et apparentement généalogique

    24Parmi les unions isonymes, la proportion des unions conclues entre deux conjoints réellement apparentés (au regard de l’information généalogique disponible) s’élève à 22,3 %. Bien que modeste (le modèle initial prévoit que toutes les unions isonymes sont des unions entre apparentés), cette valeur est cependant relativement élevée par rapport à ce qui est observé dans la plupart des autres populations. Ainsi, dans l’Utah, 8 % seulement des unions isonymes sont des unions entre apparentés (Jorde et Morgan, 1987). L’histoire de cet État américain est cependant très différente car il a été initialement peuplé par un nombre élevé de migrants (environ 100 000) aux origines géographique et généalogique très diverses.

    25Dans la vallée de la Valserine, cette proportion dépend également beaucoup de la période considérée : si elle s’avère extrêmement faible (de l’ordre de 8,4 %) sur l’ensemble de la période 1763-1852, elle atteint en revanche 45,9 % après 1853, c’est-à-dire à partir du moment où la profondeur des généalogies est suffisante pour rendre compte des liens éloignés de parenté (Fig. 1).

    Les paires patronymiques répétées

    26Dans la vallée de la Valserine, le nombre des unions isonymes est suffisamment élevé pour que l’incertitude liée à l’estimation du coefficient de parenté soit faible. Le recours au modèle des paires répétées ne s’impose donc pas, mais ce modèle présente l’avantage de mettre en évidence et de mesurer l’importance des répétitions des combinaisons patronymiques, conséquence de possibles échanges privilégiés entre certaines familles.

    27La fréquence des paires patronymiques enregistrées dans la vallée de la Valserine entre 1763 et 1972, a été estimée en utilisant le modèle défini par Lasker et Kaplan (1985). La description de ce groupe d’unions a été poursuivie par une analyse de l’incidence du statut migratoire du couple et de la parenté généalogique sur la fréquence des répétitions.

    28L’indice observé de répétitions patronymiques (RP) est un indice synthétique rendant compte du nombre observé de répétitions parmi les appariements matrimoniaux. Il a été calculé à partir de l’équation 2.

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    29Où, S désigne le nombre de couples pour lesquels le mari porte le i ième patronyme et l’épouse le j-ième patronyme et N désigne le nombre total de couples (i.e. N = ∑ Sij). L’indice de répétition (RP) oscille entre 0 (toutes les combinaisons patronymiques sont uniques) et 1 (une seule combinaison patronymique est répétée N fois).

    30L’indice observé de répétitions (RP) peut être confronté à un indice aléatoire de répétitions (RP) correspondant à l’indice de répétitions observé dans une situation de panmixie (équation 3).

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    31Où,Si2 et Si2 désignent respectivement l’effectif (élevé au carré) du i ième patronyme parmi les hommes et du j-ième patronyme parmi les femmes, et N désigne le nombre total d’unions. La sommation est effectuée pour l’ensemble des patronymes présents.

    L’évolution temporelle du nombre de répétitions patronymiques

    32Parmi les 4899 unions relevées entre 1763 et 1972, 3106 combinaisons patronymiques différentes ont été dénombrées, 2393 (77 %) d’entre elles sont uniques (elles n’apparaissent qu’une seule fois au cours de la période) et 713 (23 %) font l’objet d’au moins une répétition.

    33L’évolution temporelle des indices observé et aléatoire de répétitions (Fig. 3) montre que jusqu’aux années 1880, l’indice observé de répétitions (RP) demeure élevé et peu différent de 900 X 10-6. Ce n’est qu’à la fin du xixe siècle que l’indice de répétitions amorce un recul régulier, à peine interrompu entre 1913 et 1942 par une légère remontée. Cet indice présente par ailleurs une évolution similaire à celle de la parenté isonymique totale (Fig. 2), sans toutefois présenter une augmentation remarquable durant la période 1793-1822.

    34Pour sa part, l’indice aléatoire de répétitions (RP, .) diminue régulièrement et, jusqu’aux années 1880, sa valeur est trop réduite pour expliquer la totalité des répétitions patronymiques observées dans la vallée. L’important écart à la panmixie relevé durant toute cette première période confirme l’hétérogénéité, déjà mise en évidence à partir de l’isonymie matrimoniale, de la distribution des patronymes entre les quatre communes de la vallée.

    Répétitions patronymiques et endogamie géographique

    35Les paires patronymiques répétées unissent plus fréquemment deux conjoints issus de la commune du mariage (69,0 %) que les paires uniques (28,4 %). Avec environ sept paires répétées sur dix de type endogame, la relation entre paires répétées et endogamie géographique est extrêmement importante (X2 = 772,9 ; 3 ddl ; p < 10-3).

    36Après retrait des unions isonymes, la proportion des unions endogames diminue légèrement (67,3 % contre 69,0 % précédemment), mais la différence entre paires répétées et paires uniques (28,3 %) demeure significative (X2 = 687,5 ; 3 ddl ; p < 10 -3). Les spécificités des paires patronymiques répétées ne sont donc pas dues à la présence des unions isonymes.

    Répétitions patronymiques et apparentement généalogique

    37L’analyse de l’apparentement généalogique des paires patronymiques répétées indique qu’elles unissent plus fréquemment des conjoints apparentés (13,0 %) que les paires patronymiques uniques (4,5 %). La différence entre les deux distributions est largement significative (X2 = 109,9 ; 3 ddl ; p < 10-3).

    38Il apparaît également que les paires répétées forment, à l’intérieur des unions consanguines, un groupe spécifique, caractérisé par un apparentement généalogique moyen supérieur. En effet, lorsque les deux conjoints sont apparentés, le coefficient de parenté est plus élevé (t = 3,1 : p < 2 X 10-3) parmi les paires répétées (f = 0,01747) que parmi les paires uniques (f = 0,01003).

    39Ce résultat semble suggérer l’existence d’une sorte de « super endogamie » qui favoriserait à la fois la proximité généalogique et géographique des futurs conjoints. Mais il s’agit plus probablement d’une conséquence « mécanique » à long terme, en réponse à la multiplication des échanges entre certaines lignées et à la complexification des réseaux généalogiques qui en découle.

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    Figure 3 – Évolution temporelle de l’indice observé de répétitions patronymiques (RP) et de l’indice aléatoire de répétitions patronymiques (RPr) relevés parmi les unions enregistrées entre 1763 et 1972 dans la vallée de la Valserine.

    40Après retrait des unions isonymes, la différence d’apparentement moyen demeure significative (t = 3,1 ; p < 2X 10-3) : le coefficient moyen de parenté généalogique s’élève à 0,01612 parmi les paires répétées contre 0,00889 parmi les paires uniques. Ce ne sont donc pas les unions isonymes qui sont à l’origine des caractéristiques des paires patronymiques répétées.

    41Il existe cependant un biais dans la mesure où les unions entre apparentés sont majoritairement endogames car l’information généalogique est surtout complète pour les individus d’ascendance locale. Pour éliminer ce biais, il convient de ne comparer que les paires (répétées ou uniques) endogames, c’est-à-dire qui dispose (au moins en théorie) de la même quantité d’information généalogique. La différence de parenté moyenne demeure alors significative parmi les paires répétées, le coefficient de parenté s’élève à 0,00288 contre 0,001412 parmi les paires patronymiques uniques.

    Comparaison des modèles

    42L’analyse de la relation que lon peut établir entre les différentes estimations de la parenté confirme l’ensemble des observations antérieures. Tout d’abord, le coefficient de parenté isonymique et l’indice de répétitions patronymiques tendent à fournir des estimations corrélées, suggérant une dynamique des phénomènes quasi identique. En revanche, sur l’ensemble de la période considérée, il n’existe aucune corrélation entre les estimations généalogiques et les indices patronymiques (isonymie matrimoniale et indices de répétitions). Il est en particulier impossible de confirmer la présence dans la vallée, jusqu’au milieu du xixe siècle, d’un nombre élevé d’unions entre apparentés comme semble le suggérer la forte fréquence des unions isonymes et des répétitions patronymiques. Cependant, si l’on se limite à la période où l’information généalogique peut être considérée comme complète (c’est-à-dire – approximativement – à partir de la seconde moitié du xixe siècle), les trois types d’indices présentent une évolution temporelle presque parallèle, indiquant un recul régulier (à l’exception de l’indice de répétitions) de la parenté.

    43L’origine des fortes valeurs fournies par l’isonymie matrimoniale est généralement recherchée dans les hypothèses initiales du modèle de Crow et Mange. L’hypothèse du monophylétisme des patronymes (où tous les porteurs d’un même patronyme ont un ancêtre commun), jugée parfois peu réaliste, est ainsi régulièrement invoquée (Rogers, 1991). Il est intéressant de noter que le débat s’est engagé dans un contexte où, paradoxalement, les connaissances sur la dispersion géographique des patronymes étaient quasi inexistantes. De nombreuses études (Sokal et al., 1992 ; Zei et al., 1993 ; Darlu et al., 1997 ; Legay et Vernay, 2000) ont souligné depuis la distribution très inégale d’un nombre élevé de noms de famille, indices probables, bien qu’indirects, d’une origine géographique unique (au moins à l’échelle régionale). Quant aux registres d’état civil, ils ont été créés trop tardivement pour confirmer ou infirmer l’origine généalogique unique des patronymes.

    44La faible mobilité géographique des hommes, conséquence directe de la virilocalité, peut aussi constituer une source de biais. Les lignées consanguines risquant de comporter davantage d’ancêtres masculins, deux conjoints apparentés ont alors une probabilité plus élevée que celle que l’on peut attendre de porter le même patronyme. Le rapport d’un quart entre la fréquence des unions isonymes et le coefficient de parenté (Crow et Mange, 1965) n’est plus valable : la parenté généalogique est ainsi largement surestimée. Le phénomène a été observé par Pettener (1985) lors de l’analyse des dispenses catholiques de parenté, enregistrées dans trente-cinq paroisses du diocèse de Bologne (Italie). Dans la vallée, l’analyse des généalogies ascendantes des conjoints apparentés (cousins germains et issus de germains) n’a pas révélé d’augmentation du rapport de masculinité parmi les ancêtres.

    45Les hypothèses propres au modèle de l’isonymie (monophylétisme des patronymes, absence de mobilité différentielle) ne permettent pas d’expliquer les discordances qui apparaissent lors de l’estimation de la parenté c’est donc bien la faible quantité d’information généalogique qui en est la cause.

    Que mettent en évidence les caractéristiques patronymiques des couples ?

    46L’analyse de l’appariement des patronymes lors de la formation des couples a permis de distinguer trois catégories de mariages selon que la combinaison patronymique était isonyme, répétée ou unique. L’estimation de l’apparentement des couples a confirmé la pertinence de cette typologie, les trois groupes se caractérisant par une parenté généalogique moyenne décroissante : l’apparentement moyen est maximal parmi les unions isonymes (f – 0,00562), minimal parmi les paires uniques (f = 0,00039) et intermédiaire parmi les paires répétées (f = 0,00194).

    47L’examen de l’évolution au cours du temps des pratiques endogames, au regard de la partition précédente (Fig. 4), confirme les différences marquées de comportement matrimonial d’un groupe à l’autre.

    48La proportion des couples endogames recule d’une manière significative à l’intérieur des trois catégories matrimoniales, mais avec des dynamiques différentes. C’est parmi les paires patronymiques uniques que le recul de l’endogamie est le plus sensible (X2 = 290 ; 6 ddl ; p < 10-3) et le plus rapide. Entre 1943 et 1972, l’endogamie géographique ne concerne plus que 7,1 % des paires uniques, alors qu’elle touche encore 35,7 % des paires répétées et 42,9 % des paires isonymes. Entre 1763 et 1792, six paires patronymiques uniques sur dix étaient endogames.

    49Parmi les unions isonymes, la proportion des couples endogames diminue également au cours de la période (X2 = 25,2 ; 6 ddl ; p < 10 -3), mais ce n’est qu’à partir du dernier quart du xixe siècle que le recul intervient véritablement. Les paires répétées présentent une évolution assez similaire à celle des unions isonymes, mais le recul de l’endogamie (X2 = 124 ; 6 ddl ; p < 10-3) s’amorce beaucoup plus tôt, dès le second quart du xixe siècle.

    50L’évolution, au regard des patronymes des conjoints, de la fréquence des unions endogames conduit à formuler trois remarques essentielles. Tout d’abord, les trois types de couples mis en évidence à partir des caractéristiques patronymiques recoupent des divergences marquées à l’égard de l’endogamie géographique. Les unions isonymes se caractérisent par une diminution modeste et surtout tardive (fin du xixe siècle) de la proportion des unions endogames, alors que le recul de l’endogamie s’amorce dès les années 1820 parmi les paires répétées, et dès le début de la période analysée pour les autres unions. Ainsi, dans un contexte déjà pourtant largement marqué par des pratiques matrimoniales exogames, une frange de la population semble avoir conservé plus longtemps que le reste des habitants un comportement fortement endogame (entre 1763 et 1882, environ neuf unions isonymes sur dix sont endogames).

    51La population matrimoniale n’apparaît ni unique ni homogène ; il existe des sous-groupes dont les pratiques matrimoniales diffèrent. Ces stratégies différentielles constituent une nouvelle illustration de l’existence d’un clivage noyau stable /frange mobile déterminé par le plus ou moins grand enracinement des familles dans la vallée. La présence d’une telle structure (Henry pensait dès 1976 qu’elle s’appliquait à l’ensemble des populations rurales) a été mise en évidence dans la vallée de la Valserine par Heyer (1991) ; nous avons pu depuis vérifier son existence à plusieurs reprises (Vernay, 1997 a). Enfin, il est intéressant de noter que la diminution de l’endogamie géographique parmi les couples isonymes intervient aux alentours des années 1880, c’est-à-dire au moment où la fréquence des unions isonymes amorce un recul régulier (Fig. 2). Une analyse démographique plus fine est désormais nécessaire pour mieux comprendre les modifications intervenues à ce moment dans la structure de la population.

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    Figure 4 – Évolution de la proportion des couples endogames parmi les unions isonymes (N = 239 couples), les paires patronymiques répétées (N = 2040 couples) et les paires patronymiques uniques (N = 2138 couples) relevées entre 1763 et 1972 dans la vallée de la Valserine.

    52Parce que la parenté est une mesure relative à une population de référence (Morton et al., 1971), elle dépend de l’intervalle de temps séparant cette population de référence de la population étudiée. La parenté isonymique estime en effet la perte d’hétérozygotie intervenue depuis l’émergence des patronymes (il y a sept siècles environ), alors que la parenté généalogique ne retrace que l’évolution récente de la population. Compte tenu de la faible mobilité géographique des individus et des effectifs réduits (donc de la forte dérive génétique), il n’est pas surprenant que la parenté isonymique suggère un degré moyen d’apparentement beaucoup plus élevé que les généalogies (tronquées, faute d’informations). L’isonymie matrimoniale et plus généralement l’analyse des combinaisons patronymiques permettent d’explorer des périodes reculées où, sauf rares exceptions, l’information généalogique est trop lacunaire pour permettre une étude précise des relations de parenté.

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    Auteurs

    • Michel Vernay

      ORS AS-Lorraine
      Pont-à-Mousson
      Istituto di Genetica Biochimica ed Evoluzionistica (CNR), Pavia (Italia) et Centre d’études démographiques, Université Lumière-Lyon 2, Lyon (France).

    • Alain Bideau

      Centre Pierre-Léon
      UMR CNRS 5599
      Université Lumière-Lyon 2
      Lyon
      Centre Pierre-Léon, UMR CNRS 5599, Lyon (France).

    • Guy Brunet

      Centre d’études démographiques
      Maison Rhône-Alpes des sciences de l’Homme
      Lyon
      Centre d’études démographiques, Université Lumière-Lyon 2, Lyon (France).

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    Marie-Emmanuelle Chessel

    1998

    Les capitaux de l’islam

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    Gilbert Beaugé (dir.)

    2001

    Premières communautés paysannes en Méditerranée occidentale

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    Actes du Colloque International du CNRS (Montpellier, 26-29 avril 1983)

    Jean Guilaine, Jean Courtin, Jean-Louis Roudil et al. (dir.)

    1987

    Les messagers volants en terre d’Islam

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    Youssef Ragheb

    2002

    Los Angeles

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    Le mythe américain inachevé

    Cynthia Ghorra-Gobin

    2002

    La formation de l’Irak contemporain

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    Pierre-Jean Luizard

    2002

    Politique du cinéma iranien

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    De l’âyatollâ Khomeyni au président Khâtami

    Agnès Devictor

    2004

    Beauvais au XVIIIe siècle

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    Jean Ganiage

    1999

    La télévision des Trente Glorieuses

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    Culture et politique

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    2007

    L’homme et sa diversité

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    Perspectives en enjeux de l’anthropologie biologique

    Anne-Marie Guihard-Costa, Gilles Boetsch et Alain Froment (dir.)

    2007

    Armement et ve République

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    Fin des années 1950 - fin des années 1960

    Maurice Vaïsse (dir.)

    2002

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    Les chemins de la décolonisation de l’empire colonial français, 1936-1956

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    Colloque organisé par l’IHTP les 4 et 5 octobre 1984

    Charles-Robert Ageron (dir.)

    1986

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    Marie-Emmanuelle Chessel

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    La formation de l’Irak contemporain

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    2002

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    Introduction générale

    Guy Brunet, Pierre Darlu, Gianna Zei et al.

    Le nom : origine, fixation, transmission

    Guy Brunet et Alain Bideau

    Chapitre 4. De France en Nouvelle-France : les patronymes québécois hier et aujourd’hui

    Bertrand Desjardins, Alain Bideau, Guy Brunet et al.

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    Guy Brunet, Pierre Darlu, Gianna Zei et al.

    Le nom : origine, fixation, transmission

    Guy Brunet et Alain Bideau

    Chapitre 4. De France en Nouvelle-France : les patronymes québécois hier et aujourd’hui

    Bertrand Desjardins, Alain Bideau, Guy Brunet et al.

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    Vernay, M., Bideau, A., & Brunet, G. (2001). Chapitre 8. Parenté généalogique et isonymie matrimoniale en Haut-Jura du xviiie au xxe siècle. In G. Zei, P. Darlu, & G. Brunet (éds.), Le patronyme. Paris: CNRS Éditions. https://doi.org/10.4000/books.editionscnrs.42029
    Vernay, Michel, Alain Bideau, et Guy Brunet. « Chapitre 8. Parenté généalogique et isonymie matrimoniale en Haut-Jura du xviiie au xxe siècle ». In Le patronyme, édité par Gianna Zei, Pierre Darlu, et Guy Brunet. Paris: CNRS Éditions, 2001. doi:10.4000/books.editionscnrs.42029.
    Vernay, Michel, et al. « Chapitre 8. Parenté généalogique et isonymie matrimoniale en Haut-Jura du xviiie au xxe siècle ». Le patronyme, édité par Gianna Zei et al., CNRS Éditions, 2001, https://doi.org/10.4000/books.editionscnrs.42029.

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    Zei, G., Darlu, P., & Brunet, G. (éds.). (2001). Le patronyme. Paris: CNRS Éditions. https://doi.org/10.4000/books.editionscnrs.41619
    Zei, Gianna, Pierre Darlu, et Guy Brunet, éd. Le patronyme. Paris: CNRS Éditions, 2001. doi:10.4000/books.editionscnrs.41619.
    Zei, Gianna, et al., éditeurs. Le patronyme. CNRS Éditions, 2001, https://doi.org/10.4000/books.editionscnrs.41619.
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