Introduction

1Même si l’état de conservation souvent médiocre des squelettes ou certains remaniements récents dus aux labours limitent parfois l’interprétation (en particulier en ce qui concerne l’anthropologie « de terrain »), le tumulus de Courtesoult a néanmoins livré un nombre assez important de sépultures : une cinquantaine d’individus (cf. infra § 1.3) dont une majorité d’adultes et quelques immatures (depuis l’âge d’environ 1 an). Cela justifiait, à mes yeux, l’intérêt d’une étude globale de la population de Courtesoult en tant que telle, d’autant que la qualité de la fouille comme la distribution entre quatre phases chronologiques et la répartition topographique particulière des sépultures pouvaient laisser espérer d’intéressantes conclusions quant aux pratiques funéraires, à l’organisation et au fonctionnement même de cet ensemble sépulcral.

2Cette étude, essentiellement démographique, s’appuie sur les estimations individuelles d’âge et de sexe dues à Patrice Courtaud pour les restes humains provenant des inhumations et à Henri Duday pour ceux des incinérations1. Elle se réclame d’une volonté explicite d’exploiter au maximum ces données biologiques –même partielles, parfois même conjecturales– dans la mesure où il s’agit là des seules informations directes sur la population elle‑même (Masset 1980 ; Sellier 1989 ; Duday, Sellier 1990). Au prix (inévitable) de certaines hypothèses que nous discutons dès la section suivante (cf. infra § 1.1), comme aussi sous réserve d’ajustements ou de modifications ultérieures, on peut en effet espérer remonter depuis la « population archéologique » mise au jour à Courtesoult (l’ensemble des ossements humains exhumés du tumulus) jusqu’à la population vivante d’origine (la population « inhumante ») dont elle est l’image dégradée ou plus précisément un échantillon souvent largement « biaisé » : en effet, il a été maintes fois souligné (Nemeskéri 1962 ; Leclerc 1987 ; Masset 1987 ; Sellier 1987b, 1989 ; Masset, Sellier 1990) que nous risquons de ne retrouver, dans les fouilles, qu’une partie de la « population inhumée » de départ, à cause des destructions et des remaniements post‑sépulcraux –y compris parfois la fouille– qui ont pu survenir ; en outre, la population inhumée n’est pas forcément un ensemble naturel résultant directement des facteurs de mortalité mais peut se révéler n’être qu’un sous‑ensemble particulier de la « population décédée » issue de la population vivante d’origine, du fait de l’exclusion de certains individus et du jeu des pratiques mortuaires et de l’idéologie funéraire en général (Sellier 1987b : 19‑20, fig. 1 et tabl. 1 ; Masset, Sellier 1990 : 6, fig. 1 et 2). Avant toute chose, il s’agit donc de contrôler notre échantillon archéologique et de discuter dans quelle mesure il nous informe sur la mortalité et les pratiques funéraires de la population inhumant à Courtesoult.

3Ces objectifs précis, mais limités sans doute, expliquent pourquoi ma démarche se fonde sur une vision à la fois critique et constructive de la paléodémographie, ce qui, dans le contexte parfois polémique des discussions sur la validité de la démographie préhistorique de ces dernières années (Bocquet‑Appel, Masset 1982 ; 1985 ; Bocquet‑Appel 1986 ; Van Gerven, Armelagos 1983 ; Buikstra, Konigsberg 1985 ; Greene et al. 1986 ; Piontek, Weber 1986), nécessite quelques mots de commentaire et justifie les longs (trop longs ?) développements méthodologiques qui introduisent et accompagnent cette analyse. Il est clair que la précision et la fiabilité souvent médiocres de nos méthodes de détermination du sexe et de l’âge sur le squelette (Acsádi, Nemeskéri 1970 ; Stewart 1979 ; Masset 1987 ; iscan 1989) et, plus encore, l’existence de nombreuses « erreurs systématiques » (Masset 1971 ; 1973a ; 1975 ; 1982 ; 1990) entachent toutes nos reconstitutions et ne nous autorisent aucunement à attendre de la paléodémographie une restitution complète de la structure et des différents paramètres démographiques d’une population préhistorique quelle qu’elle soit. Il me semble inutile de revenir plus amplement sur ce point comme il me paraît vain d’accabler les auteurs de maintes études paléodémographiques, anciens et actuels, dont la confiance excessive confine parfois à la candeur et qui ne se sont guère interrogés sur les incohérences parfois criantes de leurs résultats2 ou sur leur incompatibilité souvent absolue avec toutes les données de la démographie historique, de l’ethnographie ou des tables types (Ledermann 1969 ; Petersen 1975 ; Masset 1975 ; Howell 1982 ; Crubézy et al. 1990). D’ailleurs, ce sont ces données mêmes et la réflexion de Claude Masset qui ont guidé ma démarche, centrée justement sur la plausibilité des reconstitutions paléodémographiques avec la démographie historique et sur leur conformité avec le cadre d’un « schéma de mortalité archaïque » (cf. infra § 1.1). J’ai donc choisi de rejeter à la fois les deux tendances principales qui affectent les études en paléodémographie : l’aveuglement et la paralysie ; Je ne peux pas me contenter d’un optimisme béat dans nos méthodes ni d’une confiance aveugle dans nos résultats comme de nombreux auteurs qui de Angel (1969) à Roth (1992) s’appuient sur de fragiles estimations en leur donnant le statut et la consistance de données d’archives ; mais je rejette aussi le pessimisme absolu qui voudrait qu’il ne vaille même pas la peine de tenter ce genre d’étude (Petersen 1975 ; Bocquet‑Appel, Masset 1982 ; Bocquet‑Appel 1986) –sur lequel, d’ailleurs, Claude Masset semble être plus ou moins revenu (Masset 1990). Je voudrais plutôt m’inscrire dans le cadre plus stimulant et plus prometteur des études qui s’attachent à la fois à la problématique paléodémographique et à l’interprétation des faits archéologiques (Acsádi, Nemeskéri 1957 ; 1970 ; Donat, Ullrich 1971 ; Hassan 1981 ; Sellier 1987a ; 1987b ; 1989).

4Sans illusions sur l’exhaustivité ou la fiabilité de tous les résultats, mais en conservant néanmoins leur intérêt comparatif pour des études ultérieures, il me semble donc légitime, voire indispensable, de choisir de ne pas faire l’économie de l’exploitation des données biologiques recueillies sur les restes humains et de s’attacher, comme tout archéologue, à la critique et à l’interprétation des données. Par‑delà l’intérêt même de l’étude de Courtesoult, cette étude est donc un plaidoyer (finalement convaincant, je l’espère) pour une « paléodémographie bien tempérée » dont l’objectif avoué se réduit, d’une part, à une réelle possibilité de détecter et d’interpréter d’éventuelles anomalies démographiques et, d’autre part, à la conjugaison des données anthropologiques et archéologiques, c’est‑à‑dire à visées essentiellement pratiques et heuristiques.

5Après l’énoncé de ses méthodes et de ses principes généraux (cf. infra chap. 1), nous débuterons cette étude par la « population inhumée », c’est‑à‑dire par l’analyse des données brutes des décès par âge (cf. infra chap. 2) pour ensuite en souligner les anomalies démographiques (cf. infra chap. 3) puis en proposer une correction permettant de présenter une table de mortalité corrigée et d’estimer l’effectif de la « population décédée » (cf. infra chap. 4). Nous aborderons enfin l’analyse de la détermination sexuelle des adultes et des adolescents (sexe « anthropologique » et sexe « archéologique ») et du taux de masculinité (cf. infra chap. 5). Nos conclusions générales, qui forment à proprement parler l’interprétation, ont été intégrées dans le corps de l’ouvrage (cf. supra § 6.2) car elles font réellement partie de l’interprétation archéologique d’ensemble et de la discussion globale du fonctionnement du tumulus de Courtesoult en tant que structure funéraire. Nous nous sommes bornés ici à en énumérer très rapidement les résultats en conclusion (cf. infra chap. 6) mais sans entrer dans les démonstrations et les discussions de détail que l’on trouvera donc dans le paragraphe 6.2 de ce volume. C’est, je l’espère, ce qui justifiera les précédents efforts du lecteur (à propos de cette annexe) mais c’est aussi, sans doute, ce qui est le plus critiquable car j’ai dépassé le strict cadre de la paléodémographie et de l’anthropologie en intégrant une confrontation aux données archéologiques pour proposer des hypothèses sur l’évolution des pratiques funéraires, l’organisation sociale et le fonctionnement du tumulus de Courtesoult en tant que structure funéraire.

1 Méthodologie et principes généraux

1.1 Deux hypothèses nécessaires et une hypothèse directrice

6Au cours de l’analyse paléodémographique, nous ferons essentiellement appel, de façon toujours explicite et parfois à plusieurs reprises, à trois hypothèses que je préfère d’emblée discuter en ouverture de cette étude, dans la mesure où elles sont indispensables à la progression de mon argumentation et où elles pèsent d’un poids différent dans la reconstitution paléodémographique (Sellier 1989 : 34‑35 et 42, tabl. 6). Deux d’entre elles sont nécessaires à l’utilisation même des techniques employées : la stabilité diachronique des critères de sexe et d’âge (pour la détermination individuelle, donc en deçà même de toute étude de population) et l’assimilation à une population stationnaire (pour la construction d’une table de mortalité à partir des seuls effectifs de décès). La troisième, l’existence d’un schéma de mortalité archaïque, est au centre de la problématique d’une étude paléodémographique telle que je viens de la définir.

7L’estimation du sexe et de l’âge de chaque individu, en amont de toute analyse globale en termes de population, postule une bonne stabilité diachronique des facteurs biologiques qui servent de base à ces déterminations3. En effet, les anthropologues appliquent à des squelettes anciens des critères établis sur des populations de référence d’âge et de sexe connus (modernes, donc)4. Bien que l’on ait déjà soupçonné une possible dérive séculaire pour la synostose des sutures crâniennes, qui rajeunirait artificiellement les populations anciennes (Masset 1982 ; Simon 1987 ; Sellier 1987a), et bien que le statut nutritionnel de la population joue forcément un rôle dans la croissance des enfants, les décalages ne peuvent pas être très importants (Acsádi, Nemeskéri 1970 : 104‑113), du moins tant que l’on observe ces phénomènes au sein de la même espèce, Homo sapiens sapiens – et moins encore pour des périodes finalement peu anciennes. Il reste cependant que la structure même de la population de référence influence directement ces déterminations et que de nombreuses erreurs systématiques créent un biais important entre l’addition des âges individuels et la structure globale de la population (Masset 1973a ; 1982 ; Bocquet‑Appel, Masset 1982). Mais cela concerne surtout les classes d’âges des adultes, ce qui est ici sans conséquence car l’état de conservation des ossements n’a permis d’estimer l’âge que de 4 adultes seulement (cf. infra § 2.2). Tandis que les auteurs, même les plus critiques, s’accordent sur la bonne fiabilité des critères d’estimation de l’âge des immatures (Bocquet, Masset 1977 : 66 ; 1982 : 324) et nous verrons que notre analyse repose essentiellement sur les décès des classes d’âges des non‑adultes.

8La construction d’une table de mortalité à partir d’un tableau de décès de plusieurs générations suppose, pour être correcte, que l’on est en présence d’une population fermée et stationnaire, c’est‑à‑dire une population au taux d’accroissement naturel, r, constant et nul (Henry 1984) ; cette « méthode des décès » impose donc un taux de natalité n égal au taux de mortalité m (n = m) puisque r = n – m = 05. Par ailleurs, même si nous pouvions tenir compte du taux d’accroissement naturel dans nos calculs (comme, par exemple, ce pourrait être le cas pour l’utilisation des estimateurs)6, nous n’avons actuellement aucun moyen de l’estimer (cf. infra § 4.1 et note 57), ce qui nous conduit à préférer une référence « neutre » du type r = 0. Mais l’hypothèse d’une population stationnaire, dite hypothèse de Halley7, est, par définition, non réaliste (aucune population n’est strictement stationnaire) et elle est parfois considérée comme une limitation très importante à toute conclusion paléodémographique (Masset 1990 : 113). Cependant, il existe de nombreux arguments en faveur de l’existence de mécanismes autorégulateurs des populations traditionnelles ajustant la fécondité aux conditions de mortalité (Bideau 1983 ; Dupâquier 1972 ; 1988 ; Le Roy Ladurie 1974) et, sur un temps relativement long, on ne peut pas envisager une population traditionnelle maintenant un taux d’accroissement très fortement positif ou négatif (Masset 1980 ; Hassan 1981 ; Sellier 1989)8. C’est dire que plus la durée d’utilisation d’un cimetière ou d’un ensemble funéraire est longue, plus l’hypothèse d’une population stationnaire est recevable sinon satisfaisante (Bocquet, Masset 1977 : 72) ; comme le tumulus de Courtesoult a dû avoir une durée d’utilisation d’un peu moins de deux siècles (cf. dans ce volume § 4.2), l’hypothèse de Halley me semble assez largement acceptable. Soulignons, en outre, que cette démarche est d’autant plus fondée que nous cherchons surtout à repérer de possibles écarts par rapport à une démographie naturelle, sans illusions sur la capacité de la paléodémographie à rendre compte de façon complète et objective de la structure démographique des populations anciennes.

9L’existence d’un « schéma de mortalité archaïque » (Masset 1975) est la pièce maîtresse de notre argumentation puisque c’est le cadre même et la base de toutes les comparaisons et les corrections que nous utilisons tout au long de notre reconstitution paléodémographique, qu’il s’agisse des parallèles avec les données de la démographie historique9, des confrontations avec les tables types (Ledermann 1969) ou de l’utilisation des estimateurs de Bocquet et Masset (1977). Cette hypothèse directrice est en fait double : elle fixe un cadre ou, si l’on veut, des fourchettes de valeurs plausibles pour les différents paramètres démographiques et elle postule que, même pour des populations assez différentes, il existe toujours des impératifs biologiques qui ne rendent pas possible n’importe quelle structure démographique. Il existe, en effet, de fortes corrélations entre les différents paramètres et c’est d’ailleurs la base même des tables types de mortalité (Ledermann 1969) et des estimateurs de Bocquet et Masset (1977) ; les corrélations essentielles concernent l’espérance de vie à la naissance (e^o₀) et les quotients de mortalité infantile (avant 1 an, ₁q₀), avant 5 ans (₅q₀) et avant 15 ans (₁₅q₀) qui sont d’ailleurs les entrées principales des tables types (Ledermann 1969 : réseaux 100 à 103) et, d’une façon plus générale, les courbes des décès, des survivants, des quotients de mortalité et des espérances de vie à chaque âge ont toujours la même allure (fig. 1 à 5)10. Par exemple, la courbe des décès est toujours très élevée avant 5 ans, passe par un minimum entre 10 et 14 ans puis se stabilise à un niveau modéré avant d’atteindre son maximum (l’âge modal au décès) dans les classes des adultes âgés, au moins après 60 ans (Ledermann 1969 ; Henry 1984 ; Masset 1975 ; 1982). Si l’on ne considère que les populations historiques dites pré‑jennériennes11 et même toutes les populations pas forcément anciennes mais « démographiquement archaïques », c’est‑à‑dire avant tout début de révolution industrielle et de progrès médicaux et donc avant toute entrée en phase de transition démographique12, on remarque une homogénéité extrême de l’ensemble des données démographiques, qui se caractérise par toute une série de paramètres liés à une espérance de vie à la naissance basse ou très basse (Henry 1956 ; 1984 ; Hollingsworth 1957 ; Donat, Ullrich 1971 ; Cartier 1973 ; Perrenoud 1975 ; Masset 1975 ; 1976 ; Dupâquier 1979 ; Pressât 1985). C’est dire qu’il n’y a aucune raison pour que les populations anciennes protohistoriques ne s’inscrivent pas, elles aussi, dans ce « schéma de mortalité, archaïque », et ce d’autant plus qu’elles sont proches d’un mode de subsistance fondé sur l’agriculture et l’élevage (donc après les derniers chasseurs‑ cueilleurs). Pour l’espérance de vie à la naissance, par exemple, aucune population pré‑jennérienne connue, si défavorisée soit‑elle, ne descend en dessous de e^o₀ = 20‑24 ans et les chiffres les plus élevés (pour les classes les plus favorisées de ces populations) n’excèdent pas e^o₀ = 36‑39 ans13. On peut donc effectivement fixer un cadre de « mortalité archaïque » hors duquel les valeurs des paramètres paléodémographiques seront considérés comme relevant de phénomènes caractéristiques d’une démographie non naturelle (population sélectionnée, sépulture de catastrophe, crise exceptionnelle de mortalité, guerre, etc.) ou d’erreurs méthodologiques (Masset 1975 ; Sellier 1989).

1.2 La mise en évidence des anomalies démographiques : le principe de conformité

10Notre principe directeur sera donc celui de la conformité maximale de nos paramètres paléodémographiques au « schéma de mortalité archaïque » (ou pré‑jennérienne). Celui‑ci, à travers diverses confrontations à la démographie historique ou aux tables types, sera donc notre référence privilégiée pour toutes les discussions et toutes les corrections qui apparaîtraient nécessaires. Dans l’éventualité d’une information insuffisante (par exemple, à Courtesoult, en ce qui concerne l’âge des adultes) ou en cas d’alternative (par exemple, à Courtesoult, quand des immatures peuvent être attribués à plusieurs de nos classes d’âge), nous choisirons donc systématiquement l’hypothèse qui se conforme le mieux à ce schéma de mortalité archaïque.

11Après l’application de ce « principe de conformité », des anomalies démographiques pourront néanmoins subsister mais nous serons alors sûr qu’il s’agit d’anomalies irréductibles, non introduites par les méthodes elles‑mêmes ; et ce sont ces décalages mêmes avec la mortalité pré‑jennérienne qui devront recevoir une interprétation en termes palethnologiques (pratiques funéraires, population particulière, sélection des inhumés, etc.). On ne peut donc pas exclure l’existence d’autres irrégularités que notre méthodologie ne permet pas de mettre en évidence mais les anomalies démographiques ainsi révélées peuvent alors être considérées comme authentiques (et mesurables).

1.3 L’effectif total des inhumés

12Le tumulus de Courtesoult a livré un total de 45 sépultures14 –dont une seule (n^o 32) contient plus d’un individu (32 [A]15, 32 [B] et 32 [C])– ainsi que divers ossements ou groupes d’ossements épars. C’est cet ensemble qui constitue la « population archéologique » (Sellier 1987b ; Masset, Sellier 1990) de la structure funéraire et l’on peut probablement l’assimiler à la « population inhumée » dans la mesure où l’exhaustivité et la qualité de la fouille autorisent à penser qu’aucune sépulture n’a pu échapper aux investigations des archéologues, même si certaines destructions anciennes ou les mauvaises conditions de conservation des restes osseux ont pu faire disparaître quelques individus. Cependant, ces squelettes partiellement détruits ou perturbés devraient justement être représentés par les ossements épars des niveaux supérieurs que nous examinerons en premier.

13Ceux‑ci proviennent forcément soit de l’une ou de plusieurs des 45 sépultures en place soit de sépultures supplémentaires détruites ou perturbées ; une première question est donc de savoir si leur prise en compte pourrait augmenter sensiblement l’effectif total des inhumés du tumulus. Il s’agit de 2 fragments osseux isolés16 et d’au moins 9 individus très incomplets provenant des ramassages par quadrant des niveaux supérieurs (cf. dans ce volume § 2.3) que leur mauvais état de conservation et leur nature même ne permettent de traiter (par quadrant) qu’en termes de nombre minimal d’individus (NMI) : 7 adultes17 et deux immatures18. On peut affirmer que, parmi ces 11 « individus »., 7 sont composés d’ossements compatibles avec au moins un autre squelette en place du même quadrant (dont ils pourraient provenir) et ne peuvent donc, en aucun cas, représenter d’individu supplémentaire ; les quatre autres19, tous adultes, comportent des restes assez nombreux et variés pour susciter un doute, du moins en l’absence de comparaison systématique du matériel osseux et des fiches de conservation de chaque ensemble ou individu du tumulus deux à deux ; il ne serait donc pas tout à fait impossible qu’ils constituent des individus supplémentaires (4 au maximum) mais cela me semble néanmoins fort improbable, et plus encore si l’on imagine une comparaison générale des restes osseux et non plus par quadrant. C’est dire qu’il me semble plus prudent et légitime de n’ajouter aucun de ces 11 individus à ceux provenant des 45 sépultures en place. De toutes les manières, en anticipant légèrement sur nos conclusions ultérieures (cf. infra, chap. 3), nous pouvons d’ores et déjà indiquer que le problème de Courtesoult n’est pas celui d’un manque d’adultes mais, au contraire, celui d’un effectif réduit d’enfants, au moins dans certaines classes d’âge ; c’est donc se conformer à notre principe de minimalisation des anomalies (cf. supra § 1.2) que d’opter pour un effectif d’adultes le plus réduit possible (correspondant au pourcentage d’enfants le plus élevé) et de ne pas prendre en compte ces 1 à 4 adultes supplémentaires (sauf discussion particulière).

14Les 45 sépultures en place se répartissent en :
– 36 inhumations (stricto sensu) simples, c’est‑à‑dire des sépultures individuelles primaires (Duday, Sellier 1990 ; Duday et al. 1990) ;
– 2 réductions de corps partielles20 (n^os 21 et 41), chacune associée à une inhumation simple (respectivement n^os 12 et 38) ;
– 1 sépulture triple (n^o 32) regroupant très probablement des inhumations secondaires (individus [A] [B] et [C]) ;
– et 6 incinérations, chacune ne comptant qu’un seul individu et toujours associée à une inhumation simple : n^os 1 (avec n^o 8), 20 (avec n^o 14), 24 (avec n^o 27), 31 (avec n^o 29), 33 (avec n^o 25) et 43 (avec n^o 44).

15Puisque la sépulture n^o 32 est triple et toutes les autres individuelles, ces 45 sépultures correspondent donc à 47 individus. Certes, ce décompte de 47 inhumés suppose qu’aucune des sépultures non primaires (Duday, Sellier 1990 ; Duday et al. 1990) –réduction de corps, sépulture secondaire ou incinération– ne fait double emploi avec l’une des 36 inhumations simples (individuelles primaires) ; c’est une condition tout à fait acceptable car, quand elles ne sont pas intactes, les inhumations primaires ne semblent perturbées que par des interventions fortuites, postérieures au dépôt sépulcral proprement dit (violation, superposition...), et aucun geste funéraire d’intervention volontaire sur ces sépultures ne permet de rejeter cette hypothèse.

16C’est donc cet effectif total de 47 individus inhumés à Courtesoult que nous prendrons systématiquement pour base de nos calculs et de notre réflexion. Soulignons enfin que l’appartenance de chaque individu à l’une des 4 phases chronologiques repérées dans le tumulus comme la distribution et l’orientation des 36 inhumations simples sont, pour l’interprétation, d’une importance tout à fait capitale et ont été analysées en liaison avec les paramètres démographiques (cf. dans ce vol. chap. 6, § 6.2.3 et 6.2.4) ; mais dans un premier temps, ces 47 individus seront traités comme un même ensemble d’inhumés issus des décès d’une même population.

1.4 Les classes d’âge en années révolues

17Les 47 individus inhumés à Courtesoult ont donc été d’abord considérés comme un même ensemble de décès répartis, par commodité, en classes d’âge quinquennales (correspondant à des quotients de mortalité21 de type ₅q_x), à l’exception des deux premières, respectivement d’une durée de 1 an (classe 0, âge en années révolues, correspondant à ₁q₀, le quotient de mortalité infantile) et de 4 ans (classe 1‑4 ans, âge en années révolues, correspondant au quotient de mortalité ₄q₁) ; la combinaison de ces deux quotients permet évidemment de calculer le quotient de mortalité avant 5 ans, ₅q₀. Cela fournit des comparaisons plus aisées avec d’autres tables de mortalité (tables types ou tables concernant la démographie historique et actuelle) ; en outre, on peut utiliser directement les effectifs de ces classes d’âge pour certains calculs à l’aide des estimateurs de Bocquet et Masset (1977 ; Bocquet 1979) qui font intervenir la somme des décès des immatures de 5‑9 et 10‑14 ans et ceux des adultes (20 ans et plus) (cf. infra chap. 4).

18Pour les adultes, presque aucune détermination d’âge n’a été possible22 et, en tout cas, ces classes quinquennales fournissent une précision tout à fait illusoire ; nous les avons cependant conservées pour pouvoir projeter une répartition fondée sur les tables types de Ledermann (1969) qui, justement, comportent des classes adultes quinquennales.

19Enfin, une remarque importante, plus particulièrement pour les âges des immatures (non‑adultes), concerne la correspondance entre les déterminations d’âge fournies par les techniques anthropologiques (contributions de Patrice Courtaud pour les inhumations et d’Henri Duday pour les incinérations) et les classes d’âge utilisées généralement en démographie (Henry 1984 ; Pressat 1985). Pour les démographes, il s’agit de l’âge en années révolues et ce sera également le cas ici sans qu’il me soit nécessaire de toujours le préciser ; c’est‑à‑dire que, par exemple, la classe 1‑4 ans concerne les enfants ayant au moins 1 an (ayant dépassé leur premier anniversaire) et moins de 5 ans : ces enfants n’ayant pas, la dernière année, atteint leur 5^e anniversaire, ne serait‑ce que d’une seconde, ont 4 ans en années révolues. En revanche, les déterminations anthropologiques sont toujours données sous forme d’intervalle entre deux anniversaires (par exemple, 4‑8 ans) ou sous forme d’âge moyen assorti d’une erreur standard (par exemple, 6 ± 2 ans), ce qui nécessite une conversion pour obtenir la correspondance avec nos classes d’âge en années révolues. Ainsi, un enfant déterminé comme 6 ± 2 ans23 (2 ans de part et d’autre de son 6^e anniversaire, c’est‑à‑dire justement, pour ± 1 erreur standard, 4‑8 ans) doit être situé entre son 4^e et son 8^e anniversaire, c’est‑à‑dire dans la fourchette 4‑7 ans en années révolues. Avec les classes d’âge que nous avons choisies, il peut donc être rattaché soit à la classe 1‑4 ans soit à la classe 5‑9 ans (et pas systématiquement à cette dernière comme ce serait le cas si l’on ne considérait que l’âge moyen de 6 ans) ; et un enfant déterminé comme ayant 4‑5 ans24 (entre son 4^e et son 5^e anniversaire) appartient à la seule classe 1‑4 ans en années révolues.

2 Les données brutes des décès par âge

2.1 Les décès par âge des immatures

20Des 47 individus retenus comme étant la population inhumée de référence, 35 sont des adultes (de 20 ans et plus)25 et 12 des immatures. Les déterminations d’âge de Patrice Courtaud (pour les inhumations) et d’Henri Duday (pour les incinérations)26 permettent de distribuer ces 12 individus en classes d’âge (en années révolues), en fonction des principes énoncés précédemment (tabl. i).27 282930

21Sur les 12 immatures, 9 appartiennent à l’une de nos classes d’âge sans ambiguïté et 3 (n^os 5, 8 et 19) peuvent s’inscrire dans deux intervalles (tabl. i) ; il y a donc plusieurs possibilités de répartition par âge (8 en combinant toutes les éventualités : tabl. ii) dont il faut discuter la vraisemblance, selon la valeur des quotients de mortalité et des rapports des effectifs des décès D (5‑9)/D (10‑14) et D (5‑14)/D (20 et +), en appliquant notre principe de minimalisation des anomalies pour obtenir la distribution la plus « conforme » possible, c’est‑à‑dire la moins éloignée d’une mortalité naturelle dans le cadre d’une population traditionnelle relevant d’un schéma de mortalité archaïque ou pré‑jennérienne (cf. supra § 1‑2).

22Dans tous les cas, il y a toujours 12 individus de 0‑19 ans (= non‑adultes ou immatures) dont aucun dans la classe 0 an, 10 ou 11 dans la classe 0‑14 ans, 2 à 3 dans celle des 1‑4 ans et 1 ou 2 dans la classe 15‑19 ans. Le quotient de mortalité avant 20 ans reste donc constant, ₂₀q₀ = 255,32 ‰ et ₁₅q₀ ne varie guère non plus : 212,77 ou 234,04 ‰. Ces deux quotients qui reflètent la proportion non‑adultes/adultes seront examinés plus loin en détail, comme la valeur du quotient de mortalité infantile (₁q_o est toujours égal à 0) et celle du quotient de mortalité entre 1 et 5 ans (₄q₁ très faible, de 42,55 à 63,83 ‰) ; le rapport D (5‑14)/D (20 et plus) varie dans de faibles proportions (0,200 à 0,257) et reste toujours démographiquement vraisemblable (Bocquet, Masset 1977 ; Sellier 1989). Aucun de ces résultats ne permet donc de trancher en faveur de l’une ou l’autre des 8 possibilités du tableau ii.

23En revanche, pour toutes les tables de mortalité connues (archaïques ou actuelles et quels que soient le niveau de la mortalité générale et les conditions de vie), la courbe des quotients de mortalité présente une allure générale identique avec un minimum situé systématiquement dans la classe 10‑14 ans, ce qui signifie que le quotient correspondant ₅q₁₀ est toujours le plus faible de tous (Henry 1984 ; Ledermann 1969 ; Masset 1975 ; Pressat 1985) ; on doit donc constater une diminution de ₅q₅ à ₅q₁₀, ce qui est vrai dans les huit cas que nous examinons, et un accroissement de ₅q₁₀ à ₅q₁₅, ce qui permet d’éliminer quatre cas non conformes : tous ceux où l’individu n^o 5 a été classé dans les 10‑14 ans (tabl. ii). En outre, le rapport des décès D (5‑9)/ D (10‑14) qui caractérise les populations pré‑jennériennes quand il est voisin de 2 (Bocquet & Masset 1977 ; Masset 1975, 1980 ; Sellier 1989) doit tout de même rester dans des limites raisonnables et l’on peut ainsi éliminer les deux cas où ce rapport atteint les valeurs considérables de 6 et 7, c’est‑à‑dire les deux cas restant où l’individu n^o 8 a été classé dans les 5‑9 ans.

24Le « principe de conformité » (cf. supra § 1.2) nous contraint donc à choisir de classer l’individu n^o 8 dans les 10‑14 ans et le n^o 5 dans les 15‑19 ans et, finalement, il ne reste que deux possibilités où l’individu n^o 19 est classé soit dans les 5‑9 ans soit dans les 1‑4 ans ; c’est cette dernière solution (dernière ligne du tabl. ii) que nous retiendrons comme la plus conforme démographiquement car elle maximise l’effectif des 1‑4 ans (c’est‑à‑dire le quotient ₄q₁) déjà extrêmement faible (cf. infra § 3.2) et elle minimise le rapport D (5‑9)/D (10‑14) (la valeur 2,5 est plus conforme que 3).

25La répartition finale des 12 individus immatures de Courtesoult est donc la suivante :
– aucun individu dans la classe 0 an ;
– 3 individus dans les 1‑4 ans (n^os19, 33 et 47) ;
– 5 dans les 5‑9 ans (n^os 10, 25, 32 [A], 39 et 41) ;
– 2 dans les 10‑14 ans (n^os 8 et 35) ;
– 2 dans les 15‑19 ans (n^os 5 et 37).

26Soulignons que nos choix ne remettent aucunement en cause les déterminations d’âge individuelles mais permettent simplement de discuter la structure démographique globale des décès des non‑adultes du tumulus.

2.2 L’âge au décès des adultes

27La détermination de l’âge au décès des adultes n’a été possible que pour 4 individus (sur 35), et encore de façon très imparfaite : 20‑24 ans pour le n^o 44, 20‑29 ans pour le n^o 48 et ≥ 30 ans pour les n^os 24 et 43. De plus, on pourrait également considérer les n^os 4 et 11 comme des adultes matures ou même franchement âgés sur des données pathologiques (certes, mal corrélées à l’âge) mais cela n’enrichit pas nos informations de façon substantielle31. En l’absence d’autres données, nous avons donc choisi de répartir en classes d’âge quinquennales les 35 adultes du tumulus32 selon les quotients de mortalité (sexes confondus) d’une table type dont l’entrée correspond au quotient de mortalité avant 15 ans calculé pour les immatures cités précédemment, c’est‑à‑dire ₁₅q₀ = 213 ‰ (Ledermann 1969 : 63, réseau 103, calcul d’après le tabl. 103, MF) ; ce sont ces quotients qui apparaissent dans le tableau iii à partir de la classe 20‑24 ans.

28La seule constatation que l’on peut faire est que les déterminations d’âge de ces 4 (ou 6) adultes sont compatibles avec la distribution proposée (cf. colonne « Données brutes » du tabl. vi) ; en effet elle comporte 1 adulte dans chaque classe 20‑24 et 25‑29 ans et tous les autres ont 30 ans ou plus.

2.3 La table de mortalité issue des données brutes

29La répartition des 12 immatures et des 35 adultes de Courtesoult conformément aux données précédentes permet de dresser un tableau des décès et donc de calculer la table de mortalité issue des données brutes, ici pour une racine S₀ de 1000 (tabl. iii et courbes des données brutes des fig. 1 à 5). Il faut cependant souligner que l’on doit alors en passer par l’hypothèse de Halley (celle d’une population stationnaire) que nous avons déjà discutée (cf. supra § 1.1) et qui, seule, permet de calculer une table de mortalité à partir d’un tableau des décès de plusieurs générations.

30La table de mortalité issue des « données brutes » (tabl. iii) appelle d’ores et déjà certains commentaires car, malgré notre démarche consistant à retenir les données les plus « normales » possibles, d’importantes anomalies démographiques persistent. En effet, on peut remarquer, du premier coup d’œil, la très forte espérance de vie à la naissance, e°₀ proche de 50 ans (cf. infra), comme le quotient de mortalité infantile nul, ₁P₀ = 0, et la très faible proportion générale de non‑adultes (₁₅q₀ = 213 ‰ et ₂₀q₀ = 255 ‰) que nous examinerons plus loin (cf. infra § 3.1 et 3.2). Ce sont des incohérences absolument irréductibles qui expliquent l’allure tout à fait atypique de toutes les courbes fondées sur les données brutes (fig. 1 à 5). Pour les immatures, signalons, en particulier, la courbe des quotients de mortalité (partie gauche de la fig. 4) et celle des décès qui est globalement incohérente, qu’on les compare (fig. 1) à celles de la table type e^o₀ = 50 ans ou e^o₀ = 30 ans (Ledermann 1969 : 91, 87, réseau 100 MF), et plus encore pour les premières classes d’âge (0, 1‑4 et 5‑9 ans). Pour les adultes, la courbe des décès (fig. 1) est très semblable à celle issue de la table type d’entrée e°₀ = 50 ans (Ledermann 1969 : réseau 100, MF, p. 91) ; d’ailleurs, l’espérance de vie à la naissance calculée en est très proche, e^o₀ = 49,78 ans, ce qui paraît excessivement élevé33. En effet, parmi de nombreux exemples, on peut citer, à titre de comparaison, l’assez basse espérance de vie à la naissance (pour les deux sexes) de populations anciennes pourtant particulièrement favorisées : celle de la « classe dirigeante » de Genève, au xvii^e s., e^o₀ = 35,9 ans (Perrenoud 1975 : 237)34 ; celle de la noblesse britannique entre 1480 et 1729, e^o₀ = 30 à 33,3 ans selon la période considérée (Hollingsworth 1957) ; et celle des enfants des empereurs Ming (1368‑1644) de e^o₀ = 34,37 ans (Cartier 1973)35.

31C’est, en tout cas, cette répartition que nous considérerons comme étant celle des données brutes (tabl. iii et fig. 1 à 5), même si elle a déjà fait l’objet d’ajustements ou de choix tendant à minimiser les anomalies ; et c’est à partir de ces chiffres et de ces courbes que seront discutées en détail les anomalies irréductibles.

3 Les anomalies démographiques du tumulus de Courtesoult

3.1 La proportion adultes/ immatures (₁₅q₀ et ₂₀q₀₎

32Il existe, en fait, une forte corrélation entre certains paramètres démographiques (c’est, d’ailleurs, le principe même des tables types de mortalité : Ledermann 1969) et, en particulier, une relation très étroite entre l’espérance de vie à la naissance, e^o₀, et la mortalité des immatures que l’on peut, par exemple, exprimer globalement par le quotient de mortalité avant 15 ans, ₁₅q₀, (Acsádi, Nemeskéri 1970 : 238) ou avant 20 ans, ₂₀q₀ : moins la mortalité frappe les non‑adultes et plus l’espérance de vie à la naissance est forte ; ce sont même essentiellement les valeurs de la mortalité infantile (₁q₀) et entre 1 et 5 ans (₄q₁) qui, quand elles baissent, contribuent à la hausse de e^o₀ telle que nous venons de le signaler. C’est pourquoi nous examinerons d’abord la proportion générale des immatures et, dans un second temps, celle des enfants en bas âge.

33Que l’on considère (tabl. iii) la proportion36 des décès de la classe 0‑14 ans (quotient ₁₅q₀ = 212,77 ‰) ou des moins de 20 ans (quotient ₂₀q₀ = 255,32 ‰), la conclusion est la même37 : il y a, dans l’effectif des inhumés de Courtesoult, une sous‑représentation considérable des immatures, que l’on procède par comparaison avec les données des tables types, avec celles de la démographie historique ou même avec celles de certains cimetières archéologiques où les enfants semblent tous présents. Les tables types de Ledermann (1969 : 63, Tabl. 103, MF) permettent de calculer pour l’entrée ₁₅q₀ = 213 ‰ une espérance de vie à la naissance e^o₀ = 50,13 ans et, de même, ce sont des espérances e^o₀ de 48,9 et 47,0 ans qui fourniraient des quotients ₁₅q₀ et ₂₀q₀ aussi bas que nos données brutes (Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF) ; or nous avons déjà dit pourquoi ces espérances de vie à la naissance semblent beaucoup trop élevées pour une population pré‑jennérienne (et donc ces quotients de mortalité beaucoup trop bas). Les comparaisons historiques vont absolument dans le même sens : les registres paroissiaux de l’époque de Louis XIV donnent des quotients ₂₀q₀ de 500 à 620 ‰ (Dupâquier 1979 ; Masset 1976 : 86) ; d’après les données chinoises déjà citées (Cartier 1973 : 1350, tabl. VI), ₂₀q₀ = 331 ‰ (cf. note 35) ; pour des périodes beaucoup plus proches, en Basse‑Autriche, ce quotient est encore de 540 ‰ en 1829 et de 463 ‰ en 1900 (Donat, Ullrich 1971 : 239) ; et l’on pourrait multiplier les exemples. D’ailleurs, certaines séries archéologiques donnent des proportions de non‑adultes tout à fait vraisemblables : autour de 400‑500 ‰ pour la plupart des séries médiévales de Hongrie et de Tchécoslovaquie (Acsádi, Nemeskéri 1970 : 238‑255) ; 618 ‰ en Suède, à Westerhus aux xii^e‑xiii^e s. (Gejvall 1960) ; et pour des cimetières plus anciens, citons, par exemple, le quotient ₂₀q₀ de 580 ‰ à Lerne (Bronze moyen, Grèce ; Angel 1971 : 70, tabl. 2), de 609 ‰ à Nea Nikomedeia (Néolithique ancien, Grèce ; Angel 1971), de 380 ‰ à Khirokitia (Néolithique, Grèce ; Acsádi, Nemeskéri 1970 : 188) et, pour deux cimetières épipaléolithiques d’Afrique du Nord où les pré‑adultes semblent tous présents (Bocquet, Masset 1977), de 570 ‰ à Taforalt et de 590 ‰ à Columnata. D’ailleurs, ce type de comparaison a déjà été abondamment commenté pour de nombreux sites archéologiques où, là aussi, les immatures sont très largement sous‑représentés (Masset 1976 ; Bocquet, Masset 1977 ; Sellier 1987b ; 1989).

34Toujours est‑il que l’on peut proposer un intervalle où les proportions des immatures peuvent être considérées comme réalistes : ₂₀q₀ autour de 600 ‰ pour Kurth (1963), ₁₅q₀ de 360 à 500 ‰ pour Acsádi, Nemeskéri (1970 : 238), ou de 450 à 600 ‰ pour Donat, Ullrich (1971 : 241). Il est clair, en tout cas, que les quotients de Courtesoult, ₁₅q₀ = 212,77 ‰ et ₂₀q₀ = 255,32 ‰, montrent qu’il existe un biais important dans l’effectif des immatures inhumés dans le tumulus, c’est‑à‑dire qu’il y manque un certain nombre de non‑adultes décédés dans la population vivante d’origine.

35Dans ces conditions, on comprend mieux pourquoi, lors de la discussion initiale à propos de l’effectif total des inhumés (cf. supra § 1.3), nous n’avons pas choisi d’augmenter le nombre des adultes de 35 à 39, en ajoutant les hypothétiques 4 adultes supplémentaires provenant du ramassage (cf. note 19). Cela n’aurait eu pour effet que d’accentuer, peut‑être artificiellement, la sous‑représentation des immatures en abaissant le quotient ₁₅q₀ à 196,08 ‰ et ₂₀q₀ à 235,29 ‰38.

36On peut enfin se demander si cette trop faible proportion d’immatures est générale ou si elle ne pourrait pas affecter préférentiellement l’une des 4 phases chronologiques ou un type particulier de sépulture. Malgré le très faible effectif des immatures qui ne permet guère de vraiment les scinder en plusieurs sous‑échantillons, il me semble que l’on peut privilégier la première hypothèse, celle d’un biais portant sur la totalité du tumulus. En effet, si l’on retranche les incinérations.de notre échantillon, le quotient ₂₀q₀ reste à peu près inchangé (11/41 = 268,29 ‰)39 et de même si l’on retranche aussi les secondaires et réductions de corps, en ne comptant que les 36 inhumations simples (9/36 = 250,0 ‰) ; en outre, si les différences entre périodes, ne sont pas tout à fait négligeables (sans pour autant être significatives), elles ne changent rien à notre conclusion générale quant à la sous‑représentation des immatures : ₂₀q₀ = 153,84 ‰ (2/13) pour l’ensemble des phases 1 et 240 et 294,11 ‰ pour les phases 3 et 4 réunies.

3.2 Les enfants en bas âge (₁q₀ et ₄q₁)

37Si l’on examine plus en détail les classes d’âge des immatures (tabl. iii), on s’aperçoit alors que toutes ne participent pas de manière équivalente au biais que nous venons de mettre en évidence de façon globale pour les non‑adultes.

38Il y a une opposition radicale, une contradiction absolue même, entre les classes d’âge les plus jeunes (avant 5 ans en années révolues), caractérisées par une mortalité excessivement basse, et toutes les suivantes (de 5 à 19 ans) qui correspondent à des quotients de mortalité élevés voire très importants. La mortalité avant 5 ans (des données brutes) fournit un quotient extraordinairement faible, ₅q₀ = 63,83 ‰, qui, selon les tables types de Ledermann (1969 : 58, Tabl. 101, MF), correspond à une espérance de vie à la naissance très élevée, e^o₀ = 64,48 ans (et à un quotient ₁₅q₅ = 21,03 ‰), tandis qu’à l’inverse, le quotient de mortalité de 5 à 19 ans est très fort, ₁₅q₅ = 204,54 ‰, et correspond à une entrée dans la table e^o₀ = 19,45 ans41 et à un quotient ₅q₀ = 712,09 ‰, en contradiction radicale avec les chiffres précédents (Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF). Même si l’on tient compte des intervalles de confiance (au seuil de 95 %) des estimations des tables types (Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF), en prenant la valeur minimale pour ₅q₀ ( – 2 S.E.) et la valeur maximale pour ₁₅q₅ (+ 2 S.E.), les espérances de vie à la naissance vont encore du simple au double (respectivement 60,9 ans et 31,6 ans)42, ce qui souligne la signification statistique de ces incohérences et l’incompatibilité absolue des ces deux quotients en révélant le seuil que constitue l’âge de 5 ans révolus quant à la représentation des immatures.

39Cela peut d’ailleurs être précisé en constatant que les quotients des 3 classes d’âge de 5 ans et plus (₅q_{5, 5}q₁₀ et ₅q₁₅) sont tous très élevés et compatibles avec la mortalité importante à laquelle on peut s’attendre dans une population traditionnelle ; tous trois s’inscrivent dans les intervalles de confiance43 (à 95 %) des quotients estimés par la table type d’entrée e^o₀ = 26,8 ans44 (Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF).

40En revanche, les quotients des deux premières classes d’âge sont tous les deux extraordinairement bas et même proprement inconcevables. Il n’est guère besoin de s’appesantir sur la valeur du quotient de mortalité infantile, ₁q₀ = 0, ce qui dépasse les conditions démographiques les plus optimistes (e°₀ supérieure à 87 ans !), ni même sur celle du quotient de mortalité de 1 à 4 ans, ₄q₁ = 63,83 ‰, que les tables types associent à une espérance de vie très élevée de presque 50 ans45 (Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF). On peut déjà mesurer la sous‑représentation considérable des enfants de moins de 5 ans à Courtesoult en reprenant les comparaisons déjà utilisées précédemment : pour la France de l’Ancien Régime, de 250 à 300 ‰ et ₄q₁ autour de 250 ‰46 (Masset 1976 : 85) ; et certains cimetières archéologiques donnent des chiffres très importants comme à Lerne, ₁q₀ = 359 ‰ et ₄q₁ = 200 ‰ (Angel 1971 : 70, tabl. 2)47, à Taforalt, ₁q₀ = 242 ‰ et ₄q₁ = 268 ‰, et à Columnata, ₁q₀= 267 ‰.

41Ajoutons enfin que l’estimation que nous proposons plus loin (tabl. iv, v et vi et chap. 4) pour corriger cet important biais des classes d’âge 0 et 1‑4 ans suffit à rétablir une proportion générale d’immatures d’un niveau tout à fait acceptable (₂₀q₀ = 559,83 ‰ et ₁₅q₀ = 534,68 ‰), ce qui est une autre démonstration que la sous‑représentation des immatures mise en évidence précédemment (cf. supra § 3.1) touche très sélectivement les enfants de moins de 5 ans.

42Il est bien difficile, enfin, d’examiner en détail ce phénomène, par période chronologique ou par type de sépulture. Pour la classe des 0 an, aucune différence n’est visible puisque les nourrissons sont totalement absents du tumulus. La classe 1‑4 ans est si peu fournie (3 individus) que l’on ne peut pas dire grand‑chose : le quotient ₄q₁ serait de 166,7 ‰ pour les seules incinérations et de 55,6 ‰ pour les seules inhumations simples48 mais cela ne signifie rien ; de même, s’il paraît frappant que les deux seuls immatures des phases 1 + 2 appartiennent à cette classe d’âge49, fournissant un quotient ₄q₁ de 153,84 ‰, c’est sans doute un phénomène aléatoire dû à l’échantillon très réduit des sépultures des premières périodes, tandis que ₄q₁ reste excessivement bas pour les phases 3 + 4 (29,41 ‰).

3.3 La classe charnière des 15‑19 ans (₅q₁₅)

43Il reste enfin à examiner un problème supplémentaire dont nous n’avons pas, jusqu’alors, tenu compte : celui des 6 individus dont l’état de conservation n’a permis de les déterminer que comme « adultes ou grands adolescents »50 ; il s’agit donc de savoir s’ils appartiennent à la classe 15‑19 ans, ce qui pourrait changer le quotient ₂₀q₀ de façon très sensible, ou à l’une de celles des adultes (20 ans et plus).

44En comprenant ces 6 individus dans la classe 15‑19 ans et non pas dans celle des adultes comme jusqu’à présent, on pourrait, en effet, avoir là une solution satisfaisante qui permettrait de rehausser le quotient ₂₀q₀ jusqu’à une valeur acceptable (en fonction de ce que nous avons écrit plus haut) puisque l’on aurait non plus 2 mais 8 individus dans la classe 15‑19 ans et un quotient ₂₀q₀ de 382,98 ‰51. Mais on ne peut pas accepter cette hypothèse car elle ne corrige en rien les anomalies précédemment mises en évidence : ni le quotient de mortalité avant 5 ans, ₅q₀, ni ses composantes ₁q₀ et ₄q_1, ni celui des immatures de moins de 15 ans, ₁₅q₀, qui tous restent inchangés (et beaucoup trop faibles) ; d’ailleurs, ces quotients seraient alors d’autant moins conformes puisqu’il faudrait qu’ils soient encore plus élevés pour accompagner la hausse très importante du quotient de la classe 15‑19 ans qui prend, en effet, une valeur absolument démesurée, ₅q₁₅ = 216,22 ‰52. Le second argument pour rejeter cette éventualité est justement la valeur de ce quotient ₅q₁₅ qui, avec seulement 2 individus dans la classe d’âge, était déjà relativement élevé (54,05 ‰)53 ; aucune table type, même excédant très largement les pires conditions démographiques, ne donne un quotient ₅q₁₅ s’approchant de 216,22 ‰, y compris au maximum de l’intervalle de confiance de l’estimation de ce quotient : pour l’entrée e^o₀ = 12 ans, ₅q₁₅ = 52,60 à 144,94 ‰ (au seuil de 95 % ; Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF) et pour ₁q₀ = 500 ‰, ₅q₁₅ = 34,94 à 141,87 ‰ (au seuil de 95 % ; Ledermann 1969 : 61, Tabl. 102, MF)54.

45On pourrait, certes, n’inclure qu’une partie de ces 6 « adultes ou adolescents » dans la classe 15‑19 ans et, par exemple, les répartir au prorata des adultes et adolescents correctement déterminés, c’est‑à‑dire 2/29. Dans ces conditions, il ne faudrait retenir qu’une fraction de 0,4 adolescent supplémentaire, donc en tout 2.4 individus dans la classe 15‑19 ans, et un quotient ₅q₁₅ de 64,86 ‰, ce qui me paraît un maximum absolu puisqu’il correspond déjà à une entrée e^o₀ de moins de 20 ans dans les tables types (Ledermann 1969 : 52, Tabl. 100, MF).

46De toutes les manières, compter 2 ou 2,4 individus dans la classe 15‑19 ans est pratiquement équivalent et ne permet de corriger aucune des anomalies démographiques reconnues dans les classes 0 et 1‑4 ans ; c’est, au contraire, introduire une hypothèse supplémentaire inutile et, pour toujours nous conformer à notre « principe de conformité » démographique (cf. supra § 1.2), nous avons donc choisi de maintenir l’effectif de départ de 2 individus dans la classe 15‑19 ans et de classer avec les adultes ces 6 individus déterminés comme « adultes ou adolescents ».

3.4 Conclusion : sous‑représentation sélective des 0‑4 ans

47Nous sommes donc amené à faire une distinction fondamentale entre la « population inhumée » et la « population décédée » (Donat, Ullrich 1971 ; Sellier 1987b ; Masset, Sellier 1990) du tumulus de Courtesoult puisque l’effectif des inhumés est très inférieur à celui des décédés dans la population vivante correspondante. Il manque, en effet, sélectivement un grand nombre d’enfants de moins de 5 ans (la totalité des 0 an et une large part des 1‑4 ans), alors que toutes les autres classes d’âge peuvent être considérées comme correctement représentées55.

48Signalons aussi que tout le raisonnement précédent est fondé sur notre hypothèse directrice : l’existence d’un « schéma de mortalité archaïque » permettant de comparer notre échantillon aux tables types et aux données de la démographie historique (cf. supra § 1.1).

49Cette sous‑représentation sélective des enfants de 0‑4 ans portant sur l’ensemble du tumulus constitue donc un biais très important de la population décédée. C’est dire qu’elle interdit tout autre calcul direct de paramètres démographiques et qu’elle explique, à elle seule, les résultats aberrants obtenus par les données brutes (tabl. iii où pourtant les anomalies ont déjà été réduites le plus possible), en particulier pour l’espérance de vie à la naissance, la proportion adultes/immatures et la répartition des adultes56. Il faut donc proposer, avant tout, une estimation de ce biais ainsi que des modifications permettant de construire une table de mortalité corrigée. Les causes possibles de cette sous‑représentation sélective des 0‑4 ans sont, quant à elles, discutées avec l’interprétation générale (cf. § 6.2 de ce volume).

4 La correction des anomalies : les données corrigées des décès par âge

4.1 Les estimateurs

50Plutôt que de choisir a priori des valeurs « possibles » pour corriger les quotients de mortalité biaisés ₄q₀ et ₄q₁ en nous appuyant sur les comparaisons déjà mentionnées, nous avons choisi d’utiliser les estimateurs de Bocquet et Masset (Bocquet, Masset 1977 ; Bocquet 1979) ; dans son principe, la démarche est similaire puisqu’elle s’appuie sur des corrélations provenant de 40 tables de mortalité de populations du xvi^e au xx^e s. qui, toutes, répondent au « schéma de mortalité archaïque » (cf. supra § 1.1) ; mais ainsi, nous n’imposons pas d’emblée de valeur à nos paramètres et nous connaissons les coefficients de corrélation comme les erreurs standards de nos estimations (compte tenu, bien sûr, de l’effectif de notre échantillon). Le grand avantage de ces corrélations est aussi de n’utiliser que le seul rapport des décès de 5 à 14 ans (années révolues) sur les décès d’adultes, D_5‑14/D_{20 ans et +,} et l’on peut donc estimer l’effectif des enfants en bas âge sans tenir compte des données brutes des classes 0 et 1‑4 ans (qui, nous l’avons vu, sont sous‑estimées).

51Il faut cependant faire de nouveau appel à l’hypothèse de Halley (population stationnaire ; cf. supra § 1.1) car rien ne nous permet d’estimer le taux d’accroissement de la population et ainsi d’utiliser les formules spécifiques que proposent les auteurs pour certaines valeurs de ce taux ; signalons cependant que, pour des taux d’accroissement modérés, les résultats ne sont pas sensiblement différents57. Enfin, il faut vérifier que les quatre conditions d’utilisation des estimateurs sont réunies (qui correspondent aux tables de mortalité de référence : Sellier 1989), c’est‑à‑dire qu’il s’agit bien d’une population dont la subsistance est fondée sur l’agriculture et/ou l’élevage58, que le rapport D_5‑9/D_10‑14 est proche de 2 (caractéristique des populations pré‑jennériennes), que le rapport D_5‑14/ D_{20 ans et +} est compris entre 0,100 et 0,300 et que N, l’effectif total des inhumés, est supérieur ou égal à 50. Pour Courtesoult (tabl. iv), seule la dernière condition n’est pas vérifiée, mais il ne s’en faut pas de beaucoup (N = 47) et cela a pour seul inconvénient d’augmenter les erreurs standards des estimations. En outre, cet effectif assez réduit ne peut pas être scindé en plusieurs sous‑échantillons et interdit d’effectuer des estimations démographiques par phase chronologique.

4.2 Les résultats des estimations

52Les résultats de ces estimations (ainsi que les calculs de ₄q₁ et ₁₅q₀), à partir des effectifs et des rapports de nos données brutes, sont donnés dans le tableau iv, avec les erreurs standards et les intervalles de confiance aux seuils de 68 % et 95 %.

53Les chiffres de Courtesoult s’inscrivent dans la zone « défavorable » (basse espérance de vie à la naissance, quotients de mortalité élevés) de l’amplitude de variation des estimations obtenues, par la même méthode, pour d’autres sites, du Néolithique au Moyen Âge : espérance de vie e^o₀ de 22,11 ans (Fontenay‑le‑Marmion) à 28,44 ans (Hongrie médiévale), selon Bocquet et Masset (1977 : 80‑81, tabl. 2)59, de 35,10 ans pour la couche 5 de l’hypogée chalcolithique de Roaix (Bouville 1980)60, de 23,67 ans pour le cimetière chalcolithique de Mehrgarh, Pakistan et de 31,43 pour la nécropole néolithique (Sellier 1987b ; 1989), de 27,24 ans à Ra’s al‑Hamra, Oman, circa 3500 B.C. (Sellier 1989 : 30)61. Et de même, pour le quotient de mortalité avant 5 ans, ₅q₀ respectivement de 393 à 470 ‰, de 313 ‰, 452 et 359 ‰, 410 ‰. La descendance finale va de 4,91 enfants/ femme (Hongrie médiévale) à 5,69 (Taforalt), selon Bocquet (1979 : 267, tabl. II) ; elle est de 4,47 pour le Néolithique et de 5,79 pour le Chalcolithique de Mehrgarh (Sellier 1987b ; 1989) et de 5,18 à Ra’s al‑Hamra (Sellier 1989).

54Les différences avec les données brutes du tabl. iii sont considérables, même en tenant compte des importantes erreurs standards des estimations et les paramètres démographiques sont parfaitement conformes, cette fois‑ci, aux données d’un schéma de mortalité archaïque et aux tables types62. Ils témoignent de conditions de vie très défavorables où la mort frappe lourdement : l’espérance de vie à la naissance est très basse (à peine plus de 24 ans ; et même avec + 2 S.E., elle n’est que de 37 ans), bien loin des presque 50 ans des données brutes, le taux de mortalité élevé (plus de 41 ‰) est compensé par une natalité équivalente (DF proche de 6 enfants/femme)63, la mortalité infantile est très forte (281 ‰) comme la mortalité avant 5 ans (447 ‰), c’est‑à‑dire que plus d’un quart des enfants nés vivants n’atteint pas l’âge de 1 an et que presque la moitié ne dépasse pas 5 ans (comparez avec les 0 ‰ et les 64 ‰ des données brutes). On peut donc calculer le quotient de mortalité de 1 à 4 ans (en années révolues), ₄q₁ = 230 ‰, le quotient de mortalité avant 15 ans, ₁₅q₀ = 535 ‰, et avant 20 ans, ₂₀q₀ = 560 ‰, tous beaucoup plus élevés que les résultats des données précédentes (respectivement 64 ‰, 213 ‰ et 255 ‰) ; et l’on constate que la seule correction du biais des deux premières classes d’âge (0 et 1‑4 ans) suffit à relever la proportion immatures/adultes à un niveau tout a fait acceptable.

4.3 La table de mortalité corrigée

55On peut donc proposer une correction de la table de mortalité de Courtesoult (tabl. v), à partir des estimations précédentes de ₁q₀ et ₄q₄ et tout en maintenant, pour les immatures de 5 à 19 ans (quotients ₅q₅, ₅q₁₀, ₅q₁₅), les valeurs brutes qui sont acceptables (cf. supra § 3.2 et 3.4) ; en l’absence de données plus précises, les adultes, de la même façon que précédemment, ont été répartis selon la distribution des quotients de la table type d’entrée ₁₅q₀ dont la valeur est maintenant égale à 535 ‰ (Ledermann 1969 : 63, calculs d’après le Tabl. 103, MF).

56On constatera que la courbe des décès (fig. 1) des données corrigées par les estimations est très comparable à celle de la table type d’entrée e^o₀ = 30 ans (d’ailleurs, l’espérance de vie à la naissance calculée dans la table corrigée est de 26,57 ans) –ce qui est tout à fait conforme aux données des populations traditionnelles (Masset 1975)– et très éloignée de la distribution brute des décès, en particulier pour les immatures et les adultes de plus de 45 ans. On peut aussi calculer les intervalles de confiance de chacun des paramètres démographiques de la table corrigée (à 95 % pour ± 2 S.E. et à 68 % pour ± 1 S.E.) en tenant compte des erreurs standards des estimations de ₄q₀ et ₅q₀, des intervalles de confiance des pourcentages de décès des immatures de 5 à 19 ans et des estimations des quotients de mortalité des adultes données par la table type d’entrée ₁₅q₀ = 535 ‰ (Ledermann 1969 : 63, calculs d’après les dernières colonnes du Tabl. 103, MF)64. Dans tous les cas (fig. 2 à 5) et pour pratiquement chaque classe d’âge, la courbe des données brutes se situe à l’extérieur de l’intervalle de confiance au seuil de 68 % (± 1 S.E.) de nos estimations et, le plus souvent, les données brutes sont totalement en dehors de la zone des résultats corrigés, même en prenant une fourchette de ± 2 S.E. (intervalle de confiance au seuil de 95 %), en particulier pour la courbe des décès (fig. 2) et celle des survivants (fig. 3), ce qui est une autre façon de mesurer le biais dont les données brutes sont affectées et les conséquences qu’il entraîne pour le calcul des autres paramètres démographiques.

4.4 Correction du biais des chiffres décès : la « population décédée »

57On peut, finalement, comparer directement les données brutes et nos estimations et mesurer le biais des chiffres de décès (avec les intervalles de confiance, tabl. vi). Le biais que nous avons détecté (et corrigé) affecte la classe 0‑4 ans et a donc aussi des conséquences sur le chiffre total des décès de Courtesoult (plus élevé que la population inhumée)65.

58Pour les adultes (20 ans et plus), la distribution corrigée apparaît légèrement décalée vers les âges jeunes par rapport aux « données brutes » mais l’âge modal au décès reste toujours la classe 70‑74 ans ; comme précédemment, on peut constater que les quatre uniques déterminations d’âge des adultes (cf. supra § 2.2) sont compatibles avec la distribution proposée (et même plus encore qu’avec les données brutes) mais on ne peut guère en dire plus.

59Quant aux immatures, il manque un total de 32,5 décès d’enfants de moins de 5 ans dans l’échantillon de Courtesoult (et, au seuil de 95 %, au moins 14 individus), c’est‑à‑dire 92 % de la classe d’âge 0‑4 ans (en années révolues) dont l’effectif est de 35,5 ; ces 0‑4 ans se répartissent en 22,3 nourrissons (biais = 100 % de la classe 0 an) – et, au seuil de 95 %, au moins 10 individus – et 13,2 enfants de 1‑4 ans (il en manque 10,2, c’est‑à‑dire 77 % de cette classe d’âge) – et, au seuil de 95 %, au moins 4 individus. Le total des décédés devraient donc être de 79,5 individus au lieu des 47 inhumés dans le tumulus, c’est‑à‑dire qu’il manque 41 % du total des individus.

5 Le sexe des adultes et des adolescents

5.1 Principes et objectifs

60Il reste encore à examiner, pour les adultes et les adolescents (37 sujets de 15 ans et +), la distribution des individus masculins et féminins ; une fois encore, le premier problème est de confronter cette répartition à celle d’une démographie naturelle, c’est‑à‑dire un taux de masculinité d’environ 50 % (cf. supra, principe de conformité, § 1.2).

61Nous avons choisi de tenir compte à la fois des déterminations sexuelles biologiques sur le squelette (sexe « anthropologique » ; données de Patrice Courtaud pour les inhumations et de Henri Duday pour les incinérations) et des conclusions tirées de la répartition du matériel funéraire dans la mesure où l’on peut distinguer des assemblages et des dispositions d’objets typiques de l’un ou l’autre des deux sexes (sexe « archéologique », cf. dans ce vol. chap. 5, § 5.5 et fig. 79)66 ce qui ne concerne que les 36 inhumations simples et la tombe triple n^o 32 puisque les 6 incinérations67 et les 2 réductions de corps68 sont dépourvues de tout matériel funéraire. Les 10 immatures de moins de 15 ans sont exclus de cette procédure car leur sexe n’est pas déterminable anthropologiquement et il semble que le matériel funéraire des enfants soit assez particulier pour n’être attribuable à aucun des deux sexes (sauf pour les enfants n^os 19 et 35 qui possèdent un assemblage nettement féminin).

62Il s’agit donc de confronter ces deux sortes de détermination et de savoir si l’on peut augmenter nos informations en leur faisant jouer des rôles complémentaires. J’ai considéré, en effet, que la concordance de ces deux estimations pouvait être tenue pour un critère de validation de l’une et de l’autre, même si les déterminations sont parfois assorties de doute ou de réserves importants.

5.2 Le sexe « anthropologique »

63Les déterminations sexuelles sur le squelette (sexe « anthropologique »)69 ne concernent qu’un nombre réduit d’individus et il faut, en outre, les nuancer en fonction du degré de fiabilité de la détermination (selon l’état de conservation des ossements et les critères de détermination sexuelle qui ont pu être observés ou mesurés) ; on peut donc distribuer les individus (de 15 ans et +) en 7 classes : les indéterminés, les déterminations féminines et masculines certaines (F et M), celles qui ne sont que possible (F ? et M ?) et enfin celles qui restent problématiques (F ?? et M ??). On obtient un nombre très réduit d’individus considérés comme féminins : 2 de façon certaine (F : n^os 28 et 5, ce dernier appartenant à la classe 15‑19 ans) et 3 autres possibles (F ? : n^os 6, 13 et 48) auxquels j’ai ajouté, à titre très hypothétique, 2 individus considérés avec raison, par Patrice Courtaud, comme indéterminés mais notés tout de même comme des adultes « relativement graciles » –ce qui est, certes, un bien mauvais critère– ([F ??] (cf. note 15) : n^os 2 et 29). Quant aux hommes, on peut en compter 5 déterminés de façon satisfaisante (M : n^os 4, 22, 23, 45 et 37, ce dernier dans les 15‑19 ans), 6 autres possibles (n^os 9, 15, 16, 18, 36 et 38) et 2 autres hypothétiques (n^os 12 et 26). Toutes ces déterminations ne concernent que les 36 inhumations simples parmi lesquelles il reste donc 9 adultes indéterminés (et 7 immatures de moins de 15 ans). Les restes très incomplets des 6 incinérations, des 2 réductions de corps et de la sépulture secondaire triple ont tous été considérés comme indéterminés70 ; les numéros 20, 21 et 43 sont notés comme « relativement robustes », ce qui n’est sans doute pas suffisant pour les compter comme masculins, mais j’ai ajouté à titre hypothétique, [M ??], les n^os 1 et 24 qui sont décrits l’un comme « très robuste » et l’autre « avec des insertions musculaires particulièrement puissantes ».

64Le taux de masculinité71 est très proche dans les trois cas, que l’on ne considère que les déterminations certaines (71,4 %) ou que l’on ajoute les F ? et M ? (68,7 %) ou même aussi les F ?? et M ?? (68,2 %), ce qui semble confirmer la cohérence de toutes les déterminations. Ce rapport est très élevé mais, compte tenu des effectifs assez réduits (il y a, en effet, un fort taux d’indétermination : 40,5 %, c’est‑à‑dire 15 indéterminés pour 37 adultes ou adolescents), il n’est pas significativement différent d’une distribution équilibrée (taux de masculinité de 50 %) ou seulement très faiblement72.

5.3 Le sexe « archéologique »

65De la même manière que précédemment, la répartition du matériel funéraire (cf, dans ce vol. chap. 2, § 2.2 et chap. 5, § 5.5) permet de distinguer des sépultures masculines et féminines (sexe « archéologique ») et, en nuançant ces déterminations, on peut distribuer les individus (de 15 ans et +) en 5 classes correspondant au matériel funéraire considéré comme typiquement féminin ou masculin (F et M), au mobilier moins caractéristique (F ? et M ?) et aux indéterminés. Les 6 adultes ou adolescents provenant des incinérations et des réductions de corps ne sont accompagnés d’aucun matériel et restent donc tous indéterminés. Sur les 31 individus restant (de 15 ans et plus), appartenant aux inhumations simples et à la sépulture triple n^o 32, on obtient un effectif très important de 12 femmes déterminées de façon suffisamment fiable (F), car leur matériel est assez caractéristique : les n^os 5, 6, 7, 11, 13, 27, 28, 29, 44, 46 et 48 auxquels j’ai ajouté le n^o 3 ([F]), qui ne figure pas sur la figure 79 mais est décrit avec le costume féminin73 ; je leur ai aussi adjoint 2 individus supplémentaires, considérés comme peut‑être féminins ([F ?]), le n° 2 (une seule fibule, sur la poitrine, et des fragments d’armille) et l’un des individus de la tombe triple n^o 32 (dénommé 32 [B]) puisque cette tombe comporte plus de 5 objets dont certains typiquement féminins (une seule fibule, armille, épingle)74. À l’inverse de précédemment, les hommes sont maintenant moins nombreux : 8 déterminations masculines fiables (M), les n^os 15, 18, 22, 23, 37, 38 et 45 auxquels j’ai ajouté ([M]) le n^o 26, possédant un seul objet qui est une fibule placée sur le cou (comme les n^os 18 et 45) ; j’ai également considéré comme de possibles individus masculins ([M ?]) les n^os 12, 1475 et 3076. Le taux d’indétermination est donc légèrement meilleur que par la détermination anthropologique : 32,4 % (12 sur 37 adultes ou adolescents).

66Que l’on ne considère que les déterminations les plus fiables (F et M) ou que l’on y ajoute les autres (F ? et M ?), le taux de masculinité ne change pratiquement pas (40 % et 44 %). On peut noter, par contre, qu’il est inverse de celui calculé précédemment sur des critères biologiques (sexe « anthropologique ») où les hommes semblaient en surnombre (mais de façon non significative) ; en tout cas, il est clair que cette distribution n’est absolument pas significativement différente d’une répartition équilibrée (taux de masculinité de 50 %)77.

5.4 Détermination sexuelle finale et taux de masculinité

67On a pu constater qu’au sein de chaque méthode, les déterminations les moins fiables ne changent guère le taux de masculinité et contribuent même (sans doute par la seule augmentation des effectifs) à le rapprocher légèrement de la valeur attendue de 50 % (68,2 % par la détermination anthropologique et 44 % par le matériel funéraire, en prenant en compte le maximum d’individus) ; dans cette mesure, on peut donc considérer ces estimations comme acceptables. Il faut aussi étudier comment il est possible de traiter conjointement ces deux sortes de déterminations sexuelles (« anthropologique » et « archéologique ») et si elles sont contradictoires, cohérentes ou bien complémentaires (fig. 6).

68Sur les 37 individus de 15 ans et plus (adultes et adolescents), 16 ont bénéficié d’une double détermination (« anthropologique » et « archéologique ») et il n’y a, parmi eux, aucun cas de contradiction entre les deux méthodes (quel que soit le degré de fiabilité des estimations) ; on y compte 7 femmes (n^os 2, 5, 6, 13, 28, 29 et 48) et 9 hommes (n^os 12, 15, 18, 22, 23, 26, 37, 38 et 45). Cela donne un taux de masculinité de 56,2 % qui, statistiquement, est absolument assimilable à une distribution équilibrée78. Sur les 21 sujets restant, seuls 6 demeurent définitivement indéterminés car ils ne permettent de détermination sexuelle par aucune des deux méthodes (n^os 20, 21, 31, 32 [C], 40 et 43 ; i.e. 3 incinérations, 1 réduction de corps, 1 inhumation simple et l’un des deux adultes de la secondaire triple), ce qui porte le taux d’indétermination à 16,2 %. Pour les 15 autres, une seule méthode d’estimation est applicable, qui permettrait de déterminer le sexe de 15 individus supplémentaires : 7 femmes qui ont toutes été définies par leur matériel funéraire (pas de détermination sur le squelette) mais de façon « certaine » (F dans notre code : n^os 3, 7, 11, 27, 44 et 46) sauf le n^o 32 [B] de la tombe secondaire triple ([F ?] ; cf. supra et note 74) ; 2 hommes définis comme [M ?] par leur mobilier archéologique (le n^o 14, noté « peu robuste mais de grande taille » et le n^o 30, noté « de robustesse moyenne » ; il n’y a donc pas de contradiction avec les maigres données anthropologiques) ; et enfin 6 hommes supplémentaires déterminés sur le squelette comme M et M ? (n^os 4, 9, 16 et 36) ou [M ??] pour les incinérations n^os 1 et 24 (que j’ai comptés comme masculins sur des critères fragiles et contestables).

69Si l’on prend en compte l’ensemble de ces résultats (fig. 6 et 7), les 37 inhumés79 de 15 ans et + se répartiraient en 6 indéterminés, 14 femmes et 17 hommes, ce qui donne un taux de masculinité de 54,8 %, très semblable à celui (56,2 %) obtenu sur les 16 individus où une double détermination sexuelle (« anthropologique » et « archéologique ») a été effectuée, et également parfaitement assimilable à une distribution équilibrée80. Si l’on choisit d’être plus prudent, en ne tenant pas compte des 3 individus dont la détermination est la plus problématique (les incinérations n^os 1 et 24 et l’individu n^o 32 [B] de la sépulture secondaire triple), cela revient à ne comptabiliser que les 29 adultes ou adolescents provenant d’une inhumation simple (dont un seul reste indéterminé, le n^o 40) qui se classent alors en 13 femmes et 15 hommes, fournissant un taux de masculinité de 57 % pratiquement identique au précédent et toujours statistiquement comparable à un taux théorique de 50 %81. D’ailleurs, nos dernières réflexions porteront essentiellement sur les inhumations simples et sur la répartition topographique des individus telle qu’elle apparaît sur la figure 7 où l’on note que le contraste déjà signalé dans l’orientation des sépultures entre un groupe nord et sud semble se doubler d’une répartition différentielle des sexes dans le tumulus (d’autant plus frappante que, globalement, le taux de masculinité est équilibré).

6 Conclusion

70À l’issue de cette longue analyse, il me semble donc que l’on peut retenir la pertinence de notre problématique paléodémographique (cf. supra Introduction et chap. 1) puisqu’elle a effectivement révélé des anomalies importantes. Elle a également permis, par la confrontation aux autres données archéologiques, de proposer une interprétation générale de ces résultats sous le double aspect de la population elle‑même et des pratiques funéraires, c’est‑à‑dire finalement de mieux comprendre le fonctionnement du tumulus de Courtesoult ou, du moins, de fournir un modèle qui peut servir de nouvelle base de comparaison et de recherche. La présentation détaillée de ces interprétations et la discussion de ce modèle d’organisation du tumulus en deux stades ont été intégrées à l’interprétation archéologique globale et sont développées dans le paragraphe 6.2 du présent volume (cf., en particulier, fig. 123).

71Les calculs et les corrections des paramètres démographiques (chap. 2, 3 et 4 de cette annexe) ont mis en évidence un très important biais dans la « population inhumée » ; l’absence de 92 %, c’est‑à‑dire de la presque totalité, des enfants de moins de 5 ans ; par rapport au total des inhumés de Courtesoult, il manque 41 % de l’ensemble des décès. Après discussion et rejet des autres hypothèses, on a conclu que ce biais qui affecte la « population décédée » correspond à un recrutement particulier des inhumés du tumulus fondé sur l’exclusion des nouveau‑nés et des jeunes enfants de moins de 5 ans (cf. § 6.2.1 du volume). Le reste de la population inhumée paraît relever d’une démographie naturelle avec une représentation équilibrée des deux sexes (cf. supra chap. 5). Pendant les presque deux siècles de l’utilisation du tumulus, la population vivante (« population inhumante », selon l’expression de Jean Leclerc), correspondant aux effectifs corrigés de la « population décédée » qui en est issue, devait être un ensemble d’une trentaine de personnes (dont 7 femmes et 7 hommes adultes : tabl. iv du § 6.2 de l’ouvrage), probablement plus large qu’un seul groupe familial et où les conditions de vie assez défavorables (e°₀ peu au‑dessus de 26 ans) témoignent d’un statut social globalement assez ordinaire, par opposition à d’autres structures funéraires abritant des individus de rang social élevé.

72Le modèle de fonctionnement du tumulus (cf. chap. 6, § 6.2.4 et fig. 123 du vol.) met l’accent sur une coupure essentielle entre deux organisations très différentes : un premier épisode d’organisation concentrique autour de la tombe centrale n^o 6, correspondant aux phases chronologiques 1 et 2, où un effectif restreint d’inhumés (à légère dominante féminine) s’organise de façon homogène autour d’un individu (féminin) probablement de rang social élevé et selon une pratique unique, celle de l’inhumation individuelle primaire ; et un second stade (correspondant surtout à la phase chronologique 4) qui, s’il conserve un élément central, la tombe triple n^o 32, et une répartition symétrique, fonctionne sur une opposition à caractère sexuel (les femmes au nord et les hommes au sud) et complexifie considérablement le répertoire de ses pratiques mortuaires en intégrant des sépultures bi‑rituelles (associant des inhumations simples à des incinérations ou des réductions de corps).

73Ainsi l’hypothèse d’une stabilité et d’une continuité des pratiques funéraires (à part celle, confirmée, de l’exclusion des enfants de moins de 5 ans) me paraît devoir être remise en cause, et de même celle d’une organisation familiale au sein du tumulus (en particulier pour le second stade de fonctionnement). En revanche, notre proposition de modèle de fonctionnement et d’organisation interne du tumulus de Courtesoult opposant deux grandes périodes d’utilisation permet de confirmer l’une des hypothèses archéologiques, celle de l’accès d’un plus grand nombre d’individus à la nécropole à partir du Hallstatt final (à moins qu’il ne s’agisse du reflet d’un léger accroissement démographique ; mais on ne peut pas trancher entre ces deux possibilités).

74Janvier 1994

Remerciements

75Je tiens (et c’est d’ailleurs un plaisir), à adresser mes remerciements aux collègues qui m’ont fourni leurs informations et leurs données et m’ont chargé de cette étude avec confiance : Henri Duday, Patrice Courtaud et, plus particulièrement encore, Jean‑François Piningre qui, de plus, a fait preuve d’une belle patience. Je suis également chaleureusement reconnaissant envers les propriétaires et les occupants permanents ou temporaires des lieux (La Taupinière de Rémalard, le chantier archéologique d’Étiolies et la Grande Bourgade d’Uzès) qui m’ont abrité pendant la (trop) longue rédaction de ce travail – plus particulièrement envers celles et ceux qui ont parfois dû en subir les contrecoups sans ménager leurs encouragements, leur aide et leur affection.