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Genèse médiévale de l'anthroponymie moderne. Tome V-2 : Intégration et exclusion sociale, lectures anthroponymiques

 | 
Monique Bourin
, 
Pascal Chareille

Le « nouveau servage »

Annexe. Noms de libres et noms de dépendants en Catalogne : quelques éléments pour un traitement statistique détaillé

Pascal Chareille et Paul Freedman

Texte intégral

  • 1 L'ordre d'énonciation des différentes analyses ne renvoie pas à un ordre de mise en œuvre obligé.

1Telle qu'elle a été envisagée à l'origine du programme de recherche sur la genèse médiévale de l'anthroponymie moderne, l'étude statistique d'un corpus anthroponymique repose sur trois analyses complémentaires1 :

  1. L'analyse du système de désignation des individus dans sa structure (nombre, type et agencement des éléments de la dénomination2), qui suppose la construction préalable puis l'utilisation d'une typologie ad hoc des désignations ;
  2. L'analyse de la distribution des éléments eux-mêmes (noms, surnoms, ou lexèmes le cas échéant) qui s'appuie sur des palmarès (établis par tranche chronologique, région ou groupe social) et le calcul de paramètres synthétiques associés ;
  3. L'analyse du fonctionnement du système anthroponymique dans le cadre familial, qui s'appuie sur l'analyse de généalogies plus ou moins étoffées et l'identification des modèles de dévolution des différents éléments de la désignation.
  • 3 Ces 2 analyses ne nécessitent pas de « suivi » des individus dans leur histoire personnelle (et do (...)

2Les deux premières correspondent plutôt à une approche transversale et donc, en règle générale, à une lecture à l'échelle « macro » de la documentation3. La troisième s'appuie sur un traitement longitudinal qui impose le plus souvent une lecture à l'échelle « micro ».

  • 4 Certains de ces outils n'ont pas été utilisés dans les phases précédentes de l'enquête sur la genè (...)
  • 5 Pour une présentation théorique détaillée de ces outils, voir le travail de thèse en cours de Pasc (...)

3Mais depuis les débuts de l'enquête et les premiers traitements statistiques, les méthodes d'analyse se sont progressivement affinées, compliquées également pour que les comparaisons sociales, spatiales et chronologiques puissent être conduites avec quelque assurance. Des outils d'analyse spécifiques ont été élaborés4, qui permettent un examen fin des corpus et la mise en évidence de différences souvent difficiles à repérer à l'« œil nu ». Ils ont été mis en œuvre dans plusieurs contributions de ce volume, dans la perspective d'une lecture anthroponymique de la distance sociale. Ce sont eux que ce texte se propose de présenter5, à partir du traitement détaillé des données du corpus catalan.

  • 6 L'examen de cette question ne peut être envisagé que lorsque la documentation permet la « reconstr (...)

4Cette documentation se prête assez mal à l'examen minutieux du fonctionnement du système de désignation dans le cadre familial6, et seules les questions liées à la structure du système anthroponymique ou celles qui sont relatives au corpus des noms sont explorées dans le détail. Les outils mis en œuvre pour examiner la première série de questions sont directement adaptés des outils classiques de la statistique mathématique. Les procédures comparatives utilisées sont des procédures de test, complétées le cas échéant par une analyse descriptive fine des tableaux de contingence. Elles sont explicitées en détail de façon à permettre au lecteur de vérifier, s'il le souhaite, l'ensemble des calculs et de suivre ainsi la progression « pas à pas ». Pour ce qui concerne l'étude des noms, des outils spécifiques ont été construits, nécessairement beaucoup moins classiques que ceux qui sont utilisés pour l'analyse de la structure des désignations. Ils supposent des calculs complexes qui, contrairement aux précédents, ne peuvent en aucun cas être effectués « à la main ». Un programme de traitement informatique à donc été mis au point et ce texte ne présente en quelque sorte que le « produit fini » de l'analyse statistique. La visée reste avant tout méthodologique, ce qui conduit à certaines répétitions et donne au texte une relative lourdeur dont les auteurs demandent par avance à être pardonné !...

  • 7 Sur ce point, voir le texte de Paul Freedman. La représentativité du corpus catalan pose un certai (...)
  • 8 Elles se distribuent ainsi : 550 hommes ; 263 femmes ; 30 individus de sexe indéterminé ou incerta (...)
  • 9 Il faut noter que dans cette documentation catalane, les femmes sont néanmoins relativement bien r (...)

5Avant d'observer dans le détail les différences qui séparent l'anthroponymie des libres de celle des serfs en Catalogne au XIIIe siècle — et plus exactement les méthodes qui permettent une analyse différentielle de ces deux populations —, il faut rappeler le caractère composite du corpus anthroponymique tiré de la documentation exploitée. L'ensemble constitué pour le XIIIe siècle mêle les anthroponymes tirés de fonds documentaires divers, mais qui constitue un ensemble si ce n'est homogène, à tout le moins cohérent7. Le corpus informatisé compte au total 884 occurrences8, mais seules les désignations masculines feront dans ce texte l'objet d'un traitement statistique approfondi9.

I. À propos de la structure typologique des désignations

  • 10 Cette typologie est celle qui a été proposée dès l'origine du programme de recherche.
  • 11 Il s'avère parfois nécessaire d'envisager un "type indéterminé" pour les désignations qui résisten (...)

6Le corpus catalan fournit au total 581 occurrences masculines. Pour analyser la structure des désignations, la typologie retenue distingue « classiquement »10 les anthroponymes selon le nombre et la nature des éléments qui les composent. Quatre types sont identifiés11 :

  • type I = nom unique (nomen proprium) ;
  • type II = nom + désignation complémentaire ;
  • type III = nom + surnom ;
  • type IV = désignation complexe (composée d'au moins trois éléments : nom + surnom +...).

7Si l'on exclut les « doublons », les désignations tronquées et celles dont le type ne peut être déterminé avec certitude, ce sont finalement 497 occurrences (tous statuts et toutes périodes confondus) qui peuvent être utilisées pour l'analyse du système de désignation.

1. De l'influence de la chronologie sur le type des désignations

a. Comparaison dans le temps d’une structure à une structure de référence

8La question de l'évolution chronologique du système anthroponymique peut être abordée en considérant que les données les plus anciennes du corpus déterminent une structure de référence à laquelle peuvent être comparées toutes les situations postérieures. La mesure des différences entre tranches chronologiques est alors effectuée par rapport à cette structure de base. Cette approche suppose bien sûr une forte homogénéité de la documentation dans le temps, une condition ici satisfaite.

  • 12 Les données anthroponymiques tirées de cette liste proviennent du travail de Rafel Ginebra i Molin (...)
  • 13 La période 1230-1259 compte 255 individus, soit plus de 3 fois le nombre observé dans les autres t (...)

9Les 497 occurrences masculines (tous statuts confondus) qui constituent le corpus ici exploitable se distribuent inégalement dans le temps. La liste notariale de Vich12 mentionne en effet 142 individus entre 1230 et 1233 et interdit de fait le « découpage » de la période examinée (1180-1283) en intervalles d'effectifs comparables. La partition retenue distingue finalement 4 tranches chronologiques d'une trentaine d'années environ (“avant 1200”, “1200-1229”, “1230-1259” et “après 1260”) dont 3 d'effectifs comparables13 :

Tableau 1. Distribution chronologique des occurrences (étude du système de désignation masculin)

tranche chronologique

nb

 %

avant 1200

75

15,1 %

1200-1229

72

14,5 %

1230-1259

113 + 142

51,3 %

après 1260

95

19,1 %

total

355 + 142

100,0 %

N.B. : Les 142 occurrences « isolées » correspondent à la liste notariale de Vich.

10Les données de la fin du XIIe siècle sont les plus anciennes du corpus ; elles constituent de fait la situation de référence. La distribution des désignations par type pour cette tranche chronologique révèle, comme pour la plupart des corpus anthroponymiques de cette période, une nette prédominance des désignations de type III et la norme, très classiquement, associe donc au nom un surnom.

Tableau 2. Désignations par type pour la période “avant 1200” (référence) : Effectifs et pourcentages observés

type de la désignation

nb

 %

type I

8

10,7 %

type II

3

4,0 %

type III

62

82,7 %

type IV

2

2,7 %

total

75

100,0 %

11Pour l'essentiel, la mutation anthroponymique dans le monde paysan est achevée en Catalogne avant 1200. Il ne faut donc pas s'attendre à une évolution marquante de cette structure pendant le XIIIe siècle. Tout au plus peut-on imaginer observer une diminution progressive de la part des désignations de type I au profit de celles de type IV.

12Pour les occurrences relatives à la tranche chronologique "après 1260", qui correspondent à l'autre extrémité de la période étudiée, la structure par type semble très proche de celle de la fin du siècle précédent et les évolutions sont plus que modestes :

Tableau 3. Désignations par type pour la période “après 1260” : Effectifs et pourcentages observés

type de la désignation

nb

 %

type I

10

10,5 %

type II

3

3,2 %

type III

76

80,0 %

type IV

6

6,3 %

total

95

100,0 %

  • 14 Si cette comparaison est nécessaire, elle ne saurait être suffisante : un pourcentage calculé sur (...)

13Les deux tranches chronologiques correspondent à des corpus de taille différente (respectivement 75 et 95 occurrences). La comparaison des deux distributions nécessite l'examen des proportions de chacun des types14. Mais cet examen est-il suffisant ? La proximité observée entre les divers pourcentages suffit-elle pour affirmer que la structure typologique des désignations est identique à la fin du XIIe siècle et à la fin du XIIIe siècle ?

14S'il y avait effectivement eu identité, la distribution des désignations par type (en %) à la fin du XIIIe aurait été la même que celle observée avant 1200, soit : d1 = 0.107 (ou 10,7 %) pour les désignations de type I, d2 = 0,040 (soit 4,0 %) pour les désignations de type II, d3 = 0,827 (soit 82,7 %) pour les désignations de type III et d4 = 0,027 (soit 2,7 %) pour les désignations de type IV.

15Cette distribution (dite théorique) est différente de celle qui est observée après 1260 puisqu'on a (cf. tableau 3) :

  • pour les désignations de type I : Image ;
  • pour celles de type II : Image ;
  • pour celles de type III : Image ;
  • pour celles de type IV : Image.
  • 15 En pratique, il est d'usage de qualifier cette hypothèse d'hypothèse nulle et de la noter H0.
  • 16 On a, par exemple, d3 = 0.827 ≠ f3 = 0.800.
  • 17 Le caractère aléatoire est évidemment ici — comme la plupart du temps pour l'anthroponymiste — trè (...)

16Ces valeurs observées diffèrent, certes peu, des valeurs « attendues » sous l'hypothèse d'une identité de la structure typologique des désignations à la fin du XIIe siècle et à la fin du XIIIe siècle15. Les fluctuations d'échantillonnage suffisent-elles à expliquer les écarts observés16, ou bien traduisent-elles l'existence d'une disparité significative entre les deux distributions ? En d'autres termes, à supposer que les deux structures typologiques aient été identiques — celles d'avant 1200, qui sert de référence, et celle d'après 1260 —, peut-on s'attendre à obtenir un tel échantillon par le seul fait d'un choix plus ou moins aléatoire des 95 occurrences qui constituent le corpus d'après 126017 ?

  • 18 L'effectif théorique correspond à celui auquel on doit s'attendre d'après la distribution de référ (...)

17Pour répondre à cette question, il est nécessaire de disposer de la répartition théorique d'un échantillon de même taille (n = 95) suivant la distribution de référence. Cette répartition conduit à la définition, pour chacun des types I, II, III, et IV, d'un effectif théorique18 obtenu en multipliant n = 95 par le pourcentage théorique correspondant :

Tableau 4. Désignations Dar type Dour la Dériode “après 1260” : Effectifs théoriques

type de la désignation

effectif théorique
ti = n.di

type 1

95 x 10,7 %= 10,133

type II

3,800

type III

78,533

type IV

2,533

total

95,000

  • 19 Il s'agit ici du test dit du khi-deux d'adéquation (adéquation à une loi théorique donnée par la d (...)
  • 20 Ces effectifs théoriques sont dits effectifs théoriques sous H0. Ce sont les effectifs sous l'hypo (...)

18La statistique mathématique fournit un certain nombre d'outils qui permettent de comparer les deux structures (observées et théoriques). Au nombre de ceux classiquement utilisés dans une telle situation, le test du khi-deux19, dont la mise en œuvre repose sur la comparaison entre les effectifs observés et les effectifs théoriques20.

  • 21 Le rapport correspond au calcul d'une distance particulière (dite du khi-deux) entre les deux effe (...)

Entre l'effectif observé ni et l'effectif théorique ti d'un type de désignation donné, il existe une différence (niti) qui est positive lorsque l'effectif observé est supérieur à l'effectif théorique et négative dans le cas contraire. La comparaison des deux distributions (i. e. des structures observées et théoriques) repose sur le calcul de la valeur prise par une variable appelée variable de décision (ou statistique de test). Cette valeur, appelée khi-deux calculé et notée Image est la somme des rapports21Image, calculés pour chaque modalité i, c'est-à-dire pour chacun des types de désignation retenus. Son calcul n'est envisageable que si certaines conditions d'application ou de mise en œuvre du test sont remplies. Il faut ainsi s'assurer que :

  1. La taille n de l'échantillon examiné est suffisante. En pratique, en peut considérer que cette condition est satisfaite dès que n > 30 ;
  2. Les effectifs théoriques ne sont pas trop petits. En pratique, on peut considérer que cette condition est satisfaite si 20 % au plus des effectifs théoriques sont inférieurs à 5.
  • 22 En pratique, lorsqu'un regroupement s'avère nécessaire pour la mise en œuvre du test, ne sont conc (...)

19Dans le cas présent, seule la première condition est satisfaite. Les effectifs théoriques pour les désignations de type II et celles de type IV sont inférieurs à 5 ; ces types sont, en quelque sorte, trop rares pour être signifiants. Le test ne peut donc pas être mis en œuvre en l'état. Il faut préalablement procéder à des regroupements22. Le tableau 4 suggère une agrégation des types II et IV pour obtenir un effectif théorique, après cumul, supérieur à 5. Cette opération conduit à ne distinguer ici que 3 types d'anthroponymes : les désignations à un seul élément (“type I”) ; celles à deux éléments (“type III” = nom + surnom), et une catégorie complémentaire (“autre type”) qui regroupe toutes les désignations qui ne sont pas de l'un des deux types précédents.

Le tableau 5 explicite, pour les données précédentes et après agrégation, le détail des calculs nécessaires pour obtenir la valeur Image :

Tableau 5. Désignations par type pour la période “après 1260” : Calcul du khi-deux d’adéquation à la loi définie par la distribution d’avant 1200

Image

N.B. : Les calculs sont effectués avec la précision maximale offerte par le traitement informatique ; ils sont présentés dans le tableau ci-dessus avec une précision réduite à 3 chiffres après la virgule (en pratique très largement suffisante). Ce « décalage » entre la précision réelle et la précision affichée explique les différences éventuelles entre les valeurs indiquées dans la ligne "total" et les sommes calculées à partir des données fournies par le tableau.

  • 23 Dire que le « khi-deux calculé » caractérise la disparité entre la distribution théorique et la di (...)

La valeur Image caractérise la disparité totale entre la distribution théorique et la distribution observée23. De façon intuitive, plus cette valeur est élevée, plus la disparité entre les deux distributions est importante. Il semble naturel de rejeter l'hypothèse H0 — qui stipule l'identité des deux structures typologiques, observées et théoriques — lorsque la valeur Image est « trop grande ». On démontre que, sous certaines conditions, la variable de décision (qui donne Image) suit une loi de χ 2à (k-1) degrés de liberté (dont la fonction de répartition est connue, ce qui permet de définir la « valeur seuil » au delà de laquelle la valeur Image pourra être considéré comme « trop grande »).

20Deux approches sont alors envisageables pour prendre une décision :

  1. Comparer la valeur calculée (Image) une valeur théorique, notée Image, définie a priori : pour un seuil fixé α, la fonction de répartition de la variable de décision vaut (1 - α) en Image. La valeur théorique Imagedépend du seuil retenu24 et du nombre k de modalités (c'est-à-dire du nombre de types distincts définis par la typologie).
  2. Déterminer la probabilité que la valeur calculée de la variable de décision (Image) soit effectivement observée sous l'hypothèse H0. Plus cette probabilité — appelée seuil minimum de rejet et notée αm — est faible, plus l'hypothèse H0 a des raisons d'être remise en cause.
  • 25 Simple à mettre en œuvre dans la perspective d'un traitement informatique, elle est, dans ce texte (...)
  • 26 Quelques-unes des difficultés méthodologiques soulevées par la mise en œuvre du test doivent être (...)

21La seconde approche ne suppose pas la définition d'un seuil a priori ; elle laisse une marge de manœuvre un peu plus grande à l'utilisateur qui, en contrepartie, doit assumer la décision (rejet ou non de H0)25. Elle est celle qui est ici retenue26.

  • 27 La variable qui donne le khi-deux suit une loi de χ 2 à (k - 1) degrés de liberté. Ici, k = 3 puis (...)

Dans l'exemple étudié, la valeur Image est égale à 1,206. Comme la variable qui donne Image suit une loi de χ 2 à 2 degrés de liberté27, la probabilité d'obtenir une valeur Image égale à 1,207 est αm ≈ 54,7 %. Cette valeur, élevée, suggère de conserver l'hypothèse H0 : il y a plus de 1 chance sur 2 d'obtenir la distribution observée après 1260 en supposant que celle-ci est restée identique à celle d'avant 1200. Les différences entre les effectifs observés et les effectifs théoriques peuvent être imputées aux fluctuations d'échantillonnage. Sans surprise ici, la distribution des désignations masculines par type à la fin du XIIIe siècle ne diffère pas significativement de la distribution de référence (celle de la fin du XIIe siècle).

22On observera que l'identité de la structure entre la lre tranche chronologique (ici structure de référence) et la dernière ne présume pas cependant d'une stabilité de cette structure sur l'ensemble de la période, les deux tranches intermédiaires ayant pu faire l'objet d'évolutions singulières.

b. Comparaison dans le temps de plusieurs structures

23Si la structure typologique des désignations n'est pas significativement différente à la fin du XIIe et à la fin du XIIIe siècle, qu'en est-il sur l'ensemble de la période ? Il est bien évidemment possible de reprendre la méthode précédente et de comparer les structures correspondant aux tranches chronologiques des deux premiers tiers du XIIIe siècle à la structure de référence, mais l'usage est plutôt de procéder à une comparaison simultanée de toutes les structures.

  • 28 Le tableau 6 correspond, dans la terminologie statistique, à la distribution conjointe des variabl (...)

24Le tableau 6 correspond à la distribution par type et par tranche chronologique des occurrences masculines du corpus catalan exploitables pour l'étude du système anthroponymique. Il précise les données brutes (ou effectifs conjoints observés) et les pourcentages par tranche chronologique de chacun des types retenus28.

Tableau 6. Désignations par type selon la tranche chronologique : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

  • 29 Sont ainsi désignés les pourcentages de chacun des types calculés par rapport au total de chaque c (...)

25La lecture de ce tableau, et notamment celle des profils-colonnes29 ne semble pas témoigner d'évolutions chronologiques majeures pendant le XIIIe siècle de la structure typologique des désignations. Les désignations de type III sont très majoritaires tout au long de la période, et leur proportion reste relativement constante. Les désignations complexes (de type IV) voient leur part légèrement progresser, mais sans que cela ne semble déterminant.

  • 30 On parle, dans ce cas d'espèce, d'un test du khi-deux d'indépendance. De façon générale, ce test p (...)

26Pour confirmer statistiquement ces observations, il est d'usage de recourir au test du khi-deux30 sous une forme un peu différente de celle mise en œuvre précédemment et qui ne suppose pas fixée a priori une structure de référence.

  • 31 L'identité des profils-colonnes correspond à l'identité des distributions conditionnelles.
  • 32 La probabilité qu'une désignation choisie au hasard dans la tranche chronologique “avant 1200” soi (...)

27S'il y avait effectivement indépendance entre le “type de désignation” et la “tranche chronologique”, les profils-colonnes seraient identiques31 De fait, la proportion des désignations de type I (par exemple) serait la même “avant 1200”, en “1200-1229”, en “1230-1259” et “après 1260”. Cette proportion, commune à toutes les tranches chronologiques, serait alors celle des désignations de type I dans l'ensemble du corpus. Tel n'est pas le cas : le type I représente 10,7 % des occurrences antérieures à 1200, 6,9 % des occurrences de “1200-1229” et 7,2 % de l'ensemble des occurrences du corpus32 Et un constat analogue peut être fait pour les autres types. La distribution des désignations par type semble donc partiellement différer d'une tranche chronologique à l'autre, sans toutefois que les différences soient véritablement importantes.

  • 33 Conformément à l'usage (statistique), l'effectif observé relatif à la ligne i et la colonne j du t (...)

28Comme précédemment, le test du khi-deux est mis en œuvre en comparant les effectifs observés aux effectifs théoriques sous l'hypothèse d'indépendance. Pour le type I, les effectifs théoriques33 sont calculés ainsi :

  • pour la tranche chronologique "avant 1200" : Image (l'effectif observé correspondant est n11 = 8) ;
  • pour la tranche chronologique "1200-1229" : Image (l'effectif observé correspondant est n12 = 2).

29Et pour le type II :

- pour la tranche chronologique "avant 1200" : Image (l'effectif observé correspondant est n21 = 3).

  • 34 Ce type de calcul peut très facilement être réalisé sur tableur.

30Ci-dessus détaillés pour 3 des cases du tableau de contingence, ces calculs peuvent être effectués pour chacun des types de désignation et chacune des tranches chronologiques (i.e. chacune des cases du tableau)34. On obtient alors le tableau des effectifs théoriques sous l'hypothèse d'indépendance :

Tableau 7. Désignations par type selon la tranche chronologique : Effectifs théoriques

Image

31Les 497 occurrences du corpus sont ainsi fictivement « redistribuées », en tenant compte des réalités contingentes, à savoir :

  • le nombre d'occurrences de chacune des quatre tranches chronologiques est fixé (75 avant 1200, 72 pour 1200-1229,255 pour 1230-1259 et 95 après 1260) ;
  • le nombre d'occurrences de chacun des quatre types est fixé (36 pour 1 e type I, 22 pour le type II, 408 pour le type III et 31 pour le type IV).

32C'est dans ce cadre général que s'opère la « redistribution » et que sont donc déterminés les effectifs théoriques. Leur comparaison avec les effectifs observés montre, par exemple, que les désignations de type I sont excédentaires avant 1200 (effectif observé 8> effectif théorique 5,43) et qu'elles sont corollairement déficitaires dans la tranche chronologique 1230-1259 (effectif observé 13 < effectif théorique 18,47).

  • 35 Cf. supra, §l.a.

Comme précédemment35, il est possible de proposer une mesure synthétique de la « distance » entre les deux tableaux (effectifs observés et effectifs théoriques). Cette mesure, notée Image et dite ici khi-deux (calculé) d'écart à l'indépendance, est la somme des rapportsImage, calculés pour chaque couple de modalités (i, j), c'est-à-dire pour chacune des cases du tableau de contingence.

33Mais dans le cas présent, 5 effectifs théoriques sur 16 (soit 31,3 %) sont inférieurs (strictement) à 5. En l'état — c'est-à-dire avec la structure envisagée qui compte 4 types de désignations et 4 tranches chronologiques — les conditions d'application du test du khi-deux d'indépendance (qui sont les mêmes que celles imposées par le test du khi-deux d'adéquation) ne sont pas satisfaites : plus de 25 % des effectifs théoriques sont inférieurs à 5. L'usage est une fois encore de chercher à regrouper les données (ce qui permet de limiter la « fragmentation » du corpus). Comme pour l'analyse précédente, ce regroupement des désignations de type II et IV, très minoritaires, permet de surmonter cet écueil. Les tableaux 8 et 9 indiquent respectivement les effectifs observés et théoriques.

Tableau 8. Désignations par type (après agrégation) selon la tranche chronologique : Effectifs observés

Image

Tableau 9. Désignations par type (après agrégation) selon la tranche chronologique : Effectifs théoriques sous l’hypothèse d’indépendance

Image

La « distance » entre ces deux tableaux se fait en calculant la valeur Image. À titre d'exemple, la contribution de la case "type I, avant 1200" au calcul de cette valeur est donnée par : Image.

34Le tableau 10 précise les contributions au khi-deux de chaque case.

Tableau 10. Désignations par type (après agrégation) selon la tranche chronologique : Calcul du khi-deux

Image

  • 36 Le nombre de degrés de liberté pour un tableau croisé de k lignes et p colonnes est v = (k-1)(p-l)

Compte tenu de la taille du tableau (k = 3 lignes ; p = 4 colonnes), la variable qui donne le Image suit une loi de à 6 degrés de liberté36. La probabilité d'obtenir une valeur Image égale à 6,12 est αm ≈ 41,0 %. Cette valeur élevée suggère de conserver l'hypothèse H0 : il y a près de 1 chance sur 2 d'obtenir la distribution conjointe observée en supposant que la structure des désignations par type est indépendante de la tranche chronologique. Les différences observées entre les tranches chronologiques quant au type des désignations ne sont donc pas significatives.

c. Comparaison dans le temps de la nature des surnoms masculins

35Si, globalement, on n'observe pas d'évolution significative de la structure typologique des désignations masculines au cours de la période examinée — ce constat vaut pour les hommes, tous statuts confondus —, qu'en est-il de la nature (ou du type) des surnoms ?

i. Liste notariale de Vich incluse

36Sur les 497 occurrences masculines retenues pour l'étude du système anthroponymique, 408 correspondent à des désignations de type III et sont donc composées d'un nom et d'un surnom. La variété des surnoms est trop grande pour espérer tirer profit de leur étude différentielle dans le temps. Mais l'examen détaillé de leur type peut permettre de repérer des usages ou des pratiques spécifiques.

  • 37 Sont ainsi désignés les surnoms issus d'anthroponymes (i. e. de nomen proprium).
  • 38 Sont ainsi désignés les surnoms issus de toponymes (i. e. de noms de lieux, d'origine, de provenan (...)
  • 39 Ici, seul un petit nombre de surnoms présentent une étymologie obscure ou incertaine. En pratique, (...)

37La typologie retenue pour l'étude des surnoms est celle classiquement utilisée ; elle distingue les deanthroponymes37 (type a), les surnoms de type professionnel (type b), les sobriquets (type c) et les detoponymes38 (type d). Si l'on exclut les 5 occurrences pour lesquelles la nature du surnom ne peut être ici déterminée avec certitude39, ce sont 403 surnoms qui peuvent ainsi être distribués par type et par tranche chronologique.

Tableau 11. Surnoms par type selon la tranche chronologique : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

38Le constat est analogue à celui qui a été fait à propos de la structure typologique des désignations : les profils-colonnes ne semblent pas témoigner d'évolutions chronologiques majeures quant à la nature des surnoms. Tout au plus — et cela reste à ce stade à vérifier statistiquement — croit-on noter une diminution des sobriquets et une légère progression des anthroponymes.

39Le tableau 12 précise les effectifs théoriques sous l'hypothèse d'indépendance :

Tableau 12. Surnoms par type selon la tranche chronologique : Effectifs théoriques sous l’hypothèse d’indépendance

Image

  • 40 On peut bien entendu — et à juste titre — considérer que cette agrégation de circonstance n'a que (...)

40En l'état, les conditions d'application du test du khi-deux ne sont pas satisfaites puisque 6 effectifs théoriques sur 16 (soit 37,5 %) sont inférieurs (strictement) à 5. L'agrégation des surnoms de métier et des sobriquets40, minoritaires, permet de mettre en œuvre la procédure. Le tableau 13 indique les contributions aux khi-deux calculé (après regroupement) :

Tableau 13. Surnoms par type selon la tranche chronologique : Calcul du khi-deux d’écart à l’indépendance

Image

Compte tenu de la taille du tableau (k = 3 lignes ; p = 4 colonnes), la variable qui donne le Image suit une loi de χ 2 à 6 degrés de liberté. La probabilité d'obtenir une valeur Image égale à 15,58 est αm ≈ 1,6 %. Cette valeur est faible et conduit à rejeter l'hypothèse H0 : il y a moins de 2 chances sur 100 d'obtenir la distribution conjointe observée en supposant la nature du surnom indépendante de la tranche chronologique (ou, ce qui est équivalent, l'homogénéité des 4 distributions chronologiques). Les différences observées entre les tranches chronologiques quant à la nature des surnoms sont donc significatives.

41Cette dépendance acquise, l'analyse peut être affinée en calculant, pour chacune des cases du tableau :

  1. Le signe de la liaison (il s'agit du signe de la différence entre l'effectif observé et l'effectif théorique correspondant).
  2. La contribution relative au Image (il s'agit de la part (en %) du Image représentée par la case).

42Ces valeurs (affectées des signes correspondants) sont indiquées dans le tableau 14.

Tableau 14. Surnoms par type selon la tranche chronologique : Contributions relatives au khi-deux d’écart l’indépendance

Image

Indépendamment du signe de la liaison, plus le pourcentage d'une case est élevé, plus sa contribution relative au Image est forte. Ici, les pourcentages les plus importants concernent les surnoms de type "métier ou sobriquet", qui expliquent à eux seuls près des 2/3 de la dépendance. L'examen du tableau révèle donc que, pour l'essentiel, le lien entre les deux variables ("nature du surnom" et "tranche chronologique") est imputable aux surnoms de ce type, qui sont excédentaires à la fin du XIIe et, dans une moindre mesure, entre 1200 et 1229 et qui, corollairement, sont déficitaires entre 1230 et 1259. Et de toutes les tranches chronologiques, la tranche "1230-1259" est celle qui présente les contributions au khi-deux calculé les plus fortes.

  • 41 Type IIIa de la typologie des désignations.

43L'analyse statistique ne confirme donc que partiellement les impressions initiales : la progression des surnoms en forme d'anthroponymes41 n'est pas réellement significative et la part des sobriquets un peu faible pour que leur diminution puisse être nettement établie.

ii. Liste notariale de Vich exclue

44La tranche chronologiquel230-1259, dont le rôle déterminant vient d'être mis en évidence, intègre les données de la liste notariale de Vich. Mais la distribution conjointe des surnoms par type et par tranche chronologique n'est que peu affectée par l'exclusion des anthroponymes fournis par cette liste.

Tableau 15. Surnoms par type selon la tranche chronologique (Vich exclu) : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

45Le calcul du khi-deux d'écart à l'indépendance ne nécessite plus l'agrégation des surnoms de métier et des sobriquets puisque seuls deux effectifs théoriques sont inférieurs à 5.

Tableau 16. Surnoms par type selon la tranche chronologique (Vich exclu) : Effectifs théoriques sous l’hypothèse d’indépendance

Image

Tableau 17. Surnoms par type selon la tranche chronologique (Vich exclu) : Calcul du khi-deux d’écart à l’indépendance

Image

Compte tenu de la taille du tableau (k = 4 lignes ; p = 4 colonnes), la variable qui donne le Image suit une loi de χ 2 à 9 degrés de liberté. La probabilité d'obtenir une valeur Image égale à 8,35 est αm ≈ 49,93 %. Cette valeur est suffisamment élevée pour que l'on choisisse de conserver l'hypothèse H0 : il y a près d'1 chance sur 2 d'obtenir la distribution conjointe observée en supposant la nature du surnom indépendante de la tranche chronologique (ou — ce qui est équivalent — l'homogénéité des 4 distributions chronologiques). Les différences observées entre les tranches chronologiques quant à la nature des surnoms ne sont donc plus significatives lorsque les données de la liste notariale de Vich sont exclues.

46Le caractère singulier de cette liste est donc clairement mis en évidence. Les surnoms de type professionnel et les sobriquets y sont nettement moins fréquents que dans le reste du corpus. Il est vrai que la population libre notamment y est de condition plus favorisée, davantage seigneuriale que paysanne.

2. De l'influence du statut sur le type des désignations

47La question de l'influence éventuelle du statut sur le type de la désignation suppose, bien entendu, que la documentation permette sans ambiguïté de distinguer des ensembles aux conditions bien tranchées ; c'est le cas avec le corpus exploité et les deux groupes de paysans "libres" et "serfs", d'effectif comparable, que la documentation permet clairement d'identifier.

a. Liste notariale de Vich exclue

48Après exclusion de la liste notariale de Vich, dont la spécificité a été soulignée (les libres n'appartiennent pas à la même strate sociale que ceux qui sont mentionnés dans les autres documents), la distribution par type et par statut des occurrences masculines exploitables pour l'étude du système anthroponymique montre la prédominance des désignations de type III.

Tableau 18. Désignations par type selon le statut (Vich exclu) : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

  • 42 Parfois appelée « dépendance aléatoire » ou « dépendance stochastique ».

49Les profils-colonnes suggèrent une différence entre les deux « catégories » dans la structure typologique des désignations. Chez les serfs, les désignations de type I semblent excédentaires et, corollairement, celles de type III déficitaires. Si l'analyse statistique confirme cette observation en établissant le caractère significatif de ces différences, on aura la preuve d'une dépendance42 (ou corrélation) entre les deux variables ("type de désignation" et "statut").

  • 43 Le raisonnement est analogue à celui conduit précédemment (cf. § l.b) : sous l'hypothèse d'indépen (...)

50Comme précédemment, ces « données brutes » (les effectifs observés) sont comparées à des données théoriques (ou fictives) calculées en supposant les deux variables indépendantes43.

Tableau 19. Désignations par type selon le statut (Vich exclu) : Effectifs théoriques sous l’hypothèse d’indépendance

Image

51Les 355 occurrences du corpus sont ainsi fictivement « redistribuées », en tenant compte des réalités contingentes, à savoir :

  • le nombre d'occurrences de chacune des deux catégories est fixé (170 pour les libres et 185 pour les serfs) ;
  • le nombre d'occurrences de chacun des quatre types est fixé (32 pour le type I,13 pour le type II, 284 pour le type III et 26 pour le type IV).

52Le calcul du khi-deux d'écart à l'indépendance permet de comparer la distribution observée (tableau 18) à la distribution théorique (tableau 20).

Tableau 20. Désignations par type selon le statut (Vich exclu) : Calcul du khi-deux d’écart à l’indépendance

Image

Compte tenu de la taille de ce tableau (k = 4 lignes ; p = 2 colonnes), la variable qui donne le Imagesuit une loi de à 3 degrés de liberté.

La probabilité d'obtenir la valeur Image =19,80 prise par la statistique de test est αm ≈ 0,019 %. Cette valeur suggère de rejeter l'hypothèse H0 : il y a moins de 2 chances sur 10000 d'obtenir la distribution conjointe observée en supposant les deux variables "type de désignation" et "statut présumé" indépendantes. Le test permet ici d'« objectiver » l'existence d'une différence entre les deux distributions : le système anthroponymique distingue libres et serfs.

53Cette dépendance acquise, l'analyse peut être affinée en calculant le pouvoir explicatif de chacune des cases du tableau ainsi que le signe de la liaison correspondante.

Tableau 21. Désignations par type selon le statut (Vich exclu) : Contributions relatives au khi-deux d’écart à l’indépendance

Image

54Les pourcentages les plus élevés concernent les désignations de type I et II, qui expliquent à elles seules 87 % (44 % + 43 %) de la liaison. Ce résultat indique que les différences qui ont la plus forte signification sont celles relatives aux désignations de ces deux types. L'examen du tableau révèle donc que, pour l'essentiel, la dépendance entre les deux variables ("type de désignation" et "statut présumé") est imputable aux désignations de type I et de type II, qui sont déficitaires chez les libres et, corollairement, excédentaires chez les serfs. En revanche, contrairement à ce qui avait été initialement suggéré, le caractère excédentaire chez les libres — et donc déficitaire chez les serfs — des désignations de type III, ne joue qu'un rôle mineur dans la dépendance (la part dans l'explication de la liaison n'est que de 9 %). C'est donc moins le déficit des désignations de type III que l'excès des désignations de type I et II qui caractérise la population serve masculine catalane. Une caractérisation qu'il est tentant d'interpréter comme un signe d'archaïsme de l'anthroponymie servile.

b. Liste notariale de Vich seule

55La spécificité annoncée et partiellement confirmée de la liste notariale de Vich mérite d'être mise à l'épreuve de la partition sociale. La distribution par type et par statut des occurrences anthroponymiques masculines tirée de ce document montre une forte prédominance des désignations de type III.

Tableau 22. Désignations par type selon le statut (liste notariale de Vich seule) : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

  • 44 Cf. supra tableau 18.

56À Vich, les différences entre libres et serfs sont un peu moins marquées qu'elles ne l'étaient ailleurs. Et les différences entre les serfs de Vich et les autres serfs sont plus fortes que celles entre les libres de Vich et les autres libres44, ce bien que la liste notariale de Vich mette en scène une population libre socialement plus favorisée qu'ailleurs. Peut-être faut-il y voir la marque d'une inscription de la dépendance dans l'anthroponymie plus forte quand les serfs sont attachés à des puissants ? Mais les désignations de type I, II et IV sont trop peu nombreuses ici pour envisager d'aller au-delà d'une simple analyse descriptive du tableau et toute autre considération reste nécessairement au rang des hypothèses.

3. De l'influence du statut sur la nature des surnoms

a. À propos des surnoms

57L'archaïsme constaté de l'anthroponymie servile catalane au XIIIe siècle se manifeste-t-il au niveau des surnoms ? Leur distribution par type distingue-t-elle les différentes « catégories » identifiées ?

  • 45 L'étude porte ici sur les 405 désignations de type III qui correspondent à un surnom dont la natur (...)

58À première vue, la prédominance des surnoms de lieu est nette dans toutes les « catégories »45

Tableau 23. Surnoms par nature selon le statut : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

59À regarder les choses dans le détail, on constate que les surnoms de lieu sont plus fréquents à Vich que dans le reste du corpus ; et que les différences entre libres et serfs sont un peu plus fortes à Vich, où les serfs ne portent jamais de surnoms de métiers ou de sobriquets, alors que, corollairement, ils sont plus nombreux à avoir pour surnom un anthroponyme. L'analyse statistique confirme-t-elle ces observations ?

60Les effectifs théoriques sous l'hypothèse d'indépendance sont donnés par le tableau 24 :

Tableau 24. Surnoms par nature selon le statut : Effectifs théoriques sous l’hypothèse d’indépendance

Image

61Les conditions d'application du test du khi-deux d'indépendance sont « limites » : 4 effectifs théoriques sur 16 (soit 25 %) sont inférieurs à 5.

Le calcul du khi-deux d'écart à l'indépendance (valeur Image) est détaillé dans le tableau 25 :

Tableau 25. Surnoms par nature selon le statut : Calcul du khi-deux d’écart à l’indépendance

Image

  • 46 Si l'on exclut la liste notariale de Vich, les différences entre libres et serfs restent (faibleme (...)

Compte tenu de la taille du tableau (k = 4 lignes ; p = 4 colonnes), la variable qui donne le Image suit une loi de à 9 degrés de liberté. La probabilité d'obtenir une valeur Image égale à 30,51 est αm ≈ 0,036 %. Cette valeur, très faible, suggère de rejeter l'hypothèse H0 : il y a moins de 4 chances sur 10 000 d'obtenir la distribution conjointe observée en supposant que les deux variables sont indépendantes. Les structures typologiques diffèrent donc significativement entre libres, serfs, libres de Vich et serfs de Vich quant à la nature des surnoms46.

62L'analyse des contributions au khi-deux et du signe des liaisons confirme les impressions initiales.

Tableau 26. Nature des surnoms selon le statut : Contributions relatives au khi-deux d’écart à l’indépendance

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  • 47 Cf. Lluís To Figueras, « Anthroponymie et pratiques successorales (à propos de la Catalogne, Xe-XI (...)

63Les pourcentages les plus élevés — donc les contributions au khi-deux les plus fortes — concernent les associations "sobriquet-libres", "anthroponymelibres Vich", "sobriquet-serfs Vich" et "métier-serfs Vich". L'absence de surnoms de métiers et de sobriquets chez les serfs de Vich explique près de 30 % de la structure de dépendance. Si on y ajoute le caractère excédentaire des sobriquets chez les libres et le déficit d'anthroponymes chez les libres de Vich, c'est près des deux-tiers de la structure qui est expliquée. Rien de très surprenant cependant, si ce n'est peut être le fait que, contrairement à ce qu'on pouvait attendre, la dépendance n'est pas imputable aux surnoms de lieu. Il reste à vérifier si, parmi les surnoms de lieu, certains sous-types ne sont pas préférentiellement serfs, comme l'a par exemple suggéré Luis To Figueras47.

b. À propos des surnoms de lieu

64Il est possible d'affiner l'analyse typologique des désignations masculines de type IIId (nom + surnom de lieu) en détaillant la nature des surnoms de lieu. La documentation catalane permet en effet de distinguer, pour de tels surnoms, 4 sous-types :

  • surnom = nom de mas ;
  • surnom = élément de la topographie ;
  • surnom = nom de ville, de village ou de castrum ;
  • surnom (de lieu) = autre cas.

65La mise en œuvre d'une telle typologie suppose une forte compétence linguistique, mais aussi une connaissance fine de la toponymie régionale. Il est probable que des erreurs de classification se soient glissées ici ou là ; il faut espérer que leur nombre ne remette pas en cause l'ensemble de cette analyse.

66Le tableau 27 précise, pour les 284 occurrences masculines retenues pour cette analyse (ensemble des désignations masculines de type IIId), la distribution correspondante.

Tableau 27. Surnoms de lieu par type selon le statut : Effectifs observés et profils-colonnes

Image

67Les différences entre les 4 groupes identifiées semblent importantes, plus fortes entre "libres" et "libres Vich" ou entre "libres Vich" et "serfs Vich" qu'entre "libres" et "serfs" (Vich exclu). À Vich, les surnoms de mas ne sont attestés ni dans la population libre, ni dans la population serve. Mais il est difficile d'affirmer que cette absence est en soi porteuse de sens dans la mesure où il s'agit du type de surnom de lieu le moins fréquent. Le poids des surnoms correspondant à des noms de ville, village ou castrum est plus fort dans la population libre que dans la population serve, que la liste de Vich soit ou non prise en compte.

68La mise en œuvre du test du khi-deux d'écart à l'indépendance s'avère toutefois ici impossible, les petits effectifs théoriques étant en trop grand nombre. L'analyse peut en revanche être conduite en distinguant la liste de Vich du reste du corpus.

69Pour les occurrences de type IIId qui ne sont pas tirées de la liste notariale de Vich, les effectifs théoriques sous l'hypothèse d'indépendance sont donnés par le tableau 28 :

Tableau 28. Surnoms de lieu par type selon le statut (Vich exclu) : Effectifs théoriques sous l’hypothèse d’indépendance

Image

Les conditions d'application du test du khi-deux sont satisfaites : aucun des effectifs théoriques n'est inférieur à 5. Le calcul du khi-deux d'écart à l'indépendance (valeur Image) est détaillé dans le tableau 29 :

Tableau 29. Surnoms de lieu par type selon le statut (Vich exclu) : Calcul du khi-deux d’écart à l’indépendance

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Compte tenu de la taille du tableau (k = 4 lignes ; p = 2 colonnes), la variable qui donne le Image suit une loi de à 3 degrés de liberté. La probabilité d'obtenir une valeur Image égale à 12,06 est αm ≈ 0,72 % <1 %. Cette valeur suggère de rejeter l'hypothèse H0 : il y a moins de 1 chance sur 100 d'obtenir la distribution conjointe observée en supposant que les deux variables sont indépendantes. Les structures typologiques diffèrent donc significativement entre libres et serfs quant à la nature des surnoms de lieu. Mais l'analyse des contributions au khi-deux et du signe des liaisons montre que la plus grande prudence est nécessaire dans l'interprétation de cette dépendance :

Tableau 30. Surnoms de lieu par type selon le statut (Vich exclu) : Contributions au khi-deux d’écart à l’indépendance

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70Les pourcentages les plus élevés — donc les contributions au khi-deux les plus fortes — concernent les associations "autres cas-libres", "autres cas-serfs" et, dans une moindre mesure, "ville/village/castrum-libres", "ville/village/castrum-serfs". Si, parmi les porteurs d'un surnom de lieu, on distingue (statistiquement) libres et serfs, c'est d'abord parce que le type "autres cas" est largement excédentaire chez les derniers et, corollairement, déficitaire chez les premiers. C'est donc le manque de finesse de la typologie qui explique la plus grosse part de la structure de dépendance mise en évidence. Difficile dans ces conditions de proposer une interprétation solide, même si le tableau indique également que les surnoms de ville, village, ou castrum sont nettement des surnoms de libres.

  • 48 Si ce résultat infirme l'hypothèse formulé par Lluís To Figueras (cf. référence citée supra, note (...)

71En tout état de cause (et à partir du corpus exploité ici), il ne semble pas que parmi les surnoms de lieu les surnoms de mas (avérés ou présumés tels) soient, de façon significative, préférentiellement serfs48.

72Pour la population de Vich, l'analyse statistique confirme le caractère préférentiel des surnoms de ville, village ou castrum pour les libres, mais elle souligne plus encore le déficit important de surnom de type topographique pour cette « catégorie ».

73Signalons enfin que l'analyse chronologique de l'ensemble des occurrences de type IIId ne fait apparaître aucune différence statistiquement significative entre les tranches chronologiques quant au sous-type de surnom de lieu.

4. Statut et chronologie

74La partition « statutaire » du corpus révèle des différences plus marquées que la partition chronologique. La distance sociale est donc, en Catalogne, un peu plus lisible anthroponymiquement que celle liée à la chronologie. Mais comment se combinent ces deux variables ? Dans l'ensemble du corpus, les différences liées au statut n'expriment-elles pas en fait tout simplement l'inégale répartition des libres et des serfs dans le temps ?

75Alors que le corpus catalan se partage équitablement entre libres et serfs, les libres sont plus nombreux dans les premières tranches chronologiques : ils représentent près de 3 occurrences sur 4 avant 1200 et près de 2/3 entre 1200 et 1229. Leur proportion ne cesse ensuite de diminuer puisqu'ils ne constituent plus qu'1/5e des occurrences après 1260.

Tableau 31. Distribution des occurrences masculines par statut et tranche chronologique

Image

  • 49 Sur ce point, cf. le texte de Paul Freedman.

76Si la liste notariale de Vich pose la question de l'homogénéité du corpus, notamment quant à sa cohérence sociale49, elle ne marque pas de rupture majeure avec le reste de la documentation sélectionnée, le rapport entre libres et serfs s'inscrivant dans la continuité des évolutions observées. La population libre qu'elle recense est simplement plus seigneuriale que paysanne. Ce déséquilibre « social » pourrait toutefois expliquer en partie certaines distorsions entre les deux partitions (chronologique et statutaire). Mais observe-t-on réellement des distorsions ?

77L'évolution chronologique de la structure typologique des désignations diffère sensiblement selon le statut (sans distinguer la liste notariale de Vich du reste du corpus).

Tableau 32. Distribution des occurrences masculines par type, statut et tranche chronologique

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N.B. : 1. Les valeurs indiquées dans la colonne "total" concernent l'ensemble constitué par l'agrégation des 4 tranches chronologiques définies.
2. Les pourcentages indiqués sont les pourcentages des occurrences du type concerné dans l'ensemble des occurrences correspondant aux individus de la « catégorie » indiquée.

78Si l'on examine la dynamique différentielle des évolutions (plus que les proportions de chaque type de désignation par statut et tranche chronologique), on observe que la part des désignations de type I régresse nettement dans la population servile entre la fin du XIIe siècle et les années 1260 alors que dans le même temps — et étonnamment —, ce type progresse dans la population libre. A contrario, elles disparaissent chez les libres la fin du XIIIe alors que leur proportion s'accroît chez les serfs. Les deux évolutions sont donc opposées. Les autres observations paraissent plus cohérentes et ne montre pas de dynamiques aussi contradictoires entre les deux statuts.

5. Conclusion sur la structure typologique des désignations masculines dans le corpus catalan

79Les analyses précédentes ont permis d'établir que :

801. Il n'existe pas de différence statistiquement significative entre les tranches chronologiques dans la structure typologique des désignations des hommes en Catalogne. Les évolutions majeures dans ce domaine sont donc antérieures à la période examinée (1180-1283).

812. Le corpus des surnoms, défini à partir des seules désignations de type III, ne connaît pas non plus d'évolution chronologique d'importance. Il n'y a donc pas — contrairement à ce qui a pu être observé ici ou là — d'augmentation significative de la part des surnoms de lieu.

82En revanche :

833. Il existe une différence statistiquement significative entre libres et serfs dans la structure typologique des désignations, différence imputable pour l'essentiel aux désignations de type I et de type II, qui sont déficitaires chez les libres et donc, corollairement, excédentaires chez les serfs.

844. Le corpus des surnoms, défini à partir des seules désignations de type III, montre une différence statistiquement significative entre libres, libres de Vich, serfs et serfs de Vich. L'absence de surnoms de métiers et de sobriquets chez les serfs de Vich ainsi que le caractère excédentaire des sobriquets chez libres et le déficit d'anthroponymes chez les libres de Vich expliquent l'essentiel de cette structure de dépendance (qui n'est donc pas imputable aux surnoms de lieu).

855. L'analyse des surnoms de lieu souligne le caractère faiblement préférentiel des surnoms de ville, village ou castrum pour les libres, mais ne confirme pas l'hypothèse selon laquelle les surnoms de mas sont, de façon significative, préférentiellement serfs.

II. À propos du corpus des noms masculins

  • 50 Peut-être s'agit-il plus des conséquences d'un processus qui nous échappe (par exemple de dévoluti (...)

86L'analyse statistique du corpus catalan montre que la structure typologique des désignations masculines ne connaît aucune évolution chronologique majeure entre 1180 et 1283. Elle suggère quelques nuances sociales, les serfs portant plus fréquemment que les libres des désignations de type I (nom unique) et de type II (nom unique + désignation complémentaire). Qu'en est-il des noms (nomen proprium) portés par les uns et les autres ? Peut-on repérer des différences dans la « gestion »50 des corpus concernés ou dans le détail des noms eux-mêmes ?

87Une fois encore, ces questions doivent être examinées dans une double perspective, chronologique et sociale. Et l'analyse se heurte aux mêmes difficultés que précédemment puisque la distribution sociale des occurrences masculines évolue chronologiquement.

1. Paramètres statistiques synthétiques

  • 51 Sur ce concept, voir dans ce volume la contribution de P. Beck et P. Chareille : « Les serfs de Ti (...)
  • 52 La condensation est une valeur qui n'est guère utilisable en soi et seule la comparaison de ce par (...)

88Sur l'ensemble de la période examinée (1180-1283), le corpus catalan se compose de 581 occurrences masculines, dont 550 « premières mentions » correspondant a priori à des individus distincts. Ces 550 hommes portent 57 noms différents (après « lemmatisation douce51). » La condensation est de9,7 (soit, en moyenne, un peu moins de 10hommes par noms)52 et la concentration sur les 5 noms les plus fréquents de 72,9 % ; près de 3 hommes sur 4 portent donc l'un des 5 noms leaders. Pere est le nom le plus fréquent ; il désigne près de 20 % des hommes. L'extension observée est de 57 noms, mais 36 d'entre eux (soit près de 2 noms sur 3) sont des hapax et ne sont donc attestés qu'une seule fois.

89Ces caractéristiques générales n'ont rien d'exceptionnel et elles sont celles de bien des corpus contemporains. Elles témoignent d'un type de « gestion » particulier du stock des noms, où coexistent un grand nombre de noms rares et un petit nombre de noms dominants ; un « mélange » complexe d'hétérogénéité et de concentration.

2. Analyse chronologique du corpus des noms masculins

90Avant d'examiner dans le détail les différences entre libres et serfs, il convient d'observer les éventuelles évolutions chronologiques du corpus des noms masculins et de vérifier si certaines singularités résultent plus d'une évolution des usages que de pratiques socialement différenciées.

91En reprenant la partition en 4 tranches chronologiques utilisée précédemment, on n'observe pas de modifications significatives des caractéristiques générales de ce corpus pendant le XIIIe siècle.

Tableau 33. Caractéristiques statistiques générales des corpus des noms masculins par tranche chronologique (après lemmatisation « douce »)

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  • 53 Ces valeurs ne correspondent pas — sauf pour le “nb d'individus” — à la somme des valeurs indiquée (...)

N.B. : 1. Les valeurs indiquées dans la colonne « ensemble » concernent l'ensemble constitué par l'agrégation des 4 tranches chronologiques définies53.
2. L'extension théorique est le nombre théorique de noms distincts dans la tranche chronologique considérée sous l'hypothèse d'indépendance.

  • 54 On observe en outre que cette proportion augmente avec la taille des échantillons (ce qui est conf (...)
  • 55 Il n'est pas inutile de rappeler que tous les paramètres statistiques sont affectés par le niveau (...)
  • 56 Il faut toutefois souligner la relative stabilité sur l'ensemble de la période étudiée puisque, da (...)
  • 57 Il faut cependant rappeler que cette tranche chronologique est également celle où le nombre d'occu (...)

92L'image générale est celle d'une forte stabilité dans le temps de ces paramètres. Certes, une observation attentive permet de noter que la concentration — forte dès le début de la période —, la proportion d'hapax et le taux d'homonymie progressent jusqu'en 1260 avant de fléchir légèrement à la fin du XIIIe siècle54. Elle permet aussi de remarquer que, dans le même temps, et si l'on exclut la période 1230-1259 qui correspond à un échantillon de taille bien supérieure aux trois autres tranches chronologiques55, le nombre moyen d'individus par nom reste stable. Autant d'éléments qui suggèrent une réduction de la diversité du stock des noms et un accroissement corollaire de la concentration56pendant les deux premiers tiers du XIIIe siècle. Une hypothèse renforcée par le fait que la tranche chronologique 1230-1259 présente une extension observée significativement inférieure à son extension théorique57.

93Quelles sont les conséquences de ces évolutions sur les noms eux-mêmes ? Les palmarès, notamment lorsqu'on observe les noms de tête, témoignent-ils d'une certaine instabilité dans le temps ?

Tableau 34. Palmarès des noms masculins par tranche chronologique

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N.B. : Le palmarès général (colonne « total ») est « arrêté » aux noms attestés au moins 3 fois. On trouve au rang 14 huit noms portés exactement 2 fois.

94À première vue, l'image proposée est classique et les noms dominants peu originaux : Pierre, Guillaume, Bernard, Beranger et Raimond. Et d'une tranche chronologique à l'autre, les analogies sont fortes. Il n'est pas un seul des 8 noms les plus fréquents du palmarès général qui ne soit parmi les noms de tête dans chacune des 4 tranches chronologiques considérées. Pere et Guillem, qui sont les deux noms les plus fréquents, occupent tour à tour la première position. Les noms leaders sont bien les mêmes tout au long de la période.

  • 58 Les noms significatifs d'un corpus sont ceux pour lesquels la probabilité de trouver toutes leurs (...)
  • 59 Les noms spécifiques d'une sous-population particulière (ici une tranche chronologique) sont les n (...)
  • 60 Le nom caractéristique d'une « catégorie » est défini comme le nom le plus fréquent parmi les noms (...)

95L'analyse statistique détaillée confirme et complète cette première impression. Avec la partition retenue ici, seuls les 9 premiers noms du palmarès général sont significatifs58. Les noms spécifiques ou déficitaires59 d'une des tranches chronologiques sont très peu nombreux : 3 seulement pour l'ensemble du corpus. Ainsi, en 1200-1229, Joan, classé au rang 5, est spécifique (et de fait caractéristique60) et Berenguer, classé au rang 7, déficitaire. En 1230-1259, Pere, qui est le nom le plus fréquent de cette tranche chronologique (et de l'ensemble du corpus) est spécifique. Les deux autres tranches chronologiques (“avant 1200“ et “après 1260”) ne révèlent aucune spécificité. À la vérité, aucun nom leader ne voit sa position se détériorer ou progresser significativement pendant la période étudiée.

  • 61 Sur ce point, cf. Pascal Chareille : « Methodological Problems in a Quantitative Approach to Chang (...)

96La stabilité des noms en tête du palmarès est donc forte, et l'impression dominante est bien celle d'une relative immobilité du corpus. Bien sûr, un « renouvellement » des noms rares — et de fait du stock des noms — ne peut être complètement exclu, mais la taille des échantillons par tranche chronologique et le caractère forcément partiel des informations collectées ne permet pas d'examiner plus finement cette question61.

3. Analyse sociale du corpus des noms masculins

  • 62 Cette partition permet d'envisager plusieurs comparaisons : “libres+libres Vich” vs “serfs+serfs V (...)

97Sur l'ensemble de la période (1180-1283), le corpus catalan se partage équitablement entre libres et serfs. Mais la partition sociale retenue précédemment tient compte de la condition présumée des individus et de l'origine documentaire des occurrences anthroponymiques. Elle distingue quatre « catégories » : “libres”, “libres Vich“, “serfs” et “serfs Vich”62. Le poids inégal de ces quatre sous-populations complique l'analyse comparative puisque les paramètres statistiques utilisés pour caractériser les corpus anthroponymiques sont sensibles à la taille des échantillons.

Tableau 35. Caractéristiques statistiques générales des corpus des noms masculins par statut (après lemmatisation « douce »)

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  • 63 Cf. supra note 53.

N.B. : 1. Les valeurs indiquées dans la colonne "ensemble" concernent l'ensemble constitué par l'agrégation des 4 « catégories » définies63.
2. L'extension théorique est le nombre théorique de noms distincts dans la « catégorie » considérée sous l'hypothèse d'indépendance.

  • 64 La condensation est plus forte dans l'ensemble du corpus qu'elle ne l'est dans n'importe quelle «  (...)

98Entre les quatre « catégories », certaines différences sont marquées, comme le pourcentage d'hapax ; d'autres le sont moins, comme le taux d'homonymie (du nom) ou le niveau de la concentration. Le corpus des noms des serfs apparaît (après lemmatisation « douce »), plus étendu et plus varié que celui des libres : la condensation est plus faible (4,6 serfs par nom contre 7,9 libres par noms) alors que les ensembles sont de tailles comparables64 ; et la concentration est moindre (donc corollairement la diversité plus grande).

99Le taux d'homonymie (du nom) est un peu plus élevé chez les libres (12,6 %) que chez les serfs (11,3 %). Ce résultat vaut également pour Vich où la différence est plus marquée (13,3 % pour les libres de Vich vs 10,6 % pour les serfs de Vich). Aussi séduisante soit-elle, l'hypothèse d'une corrélation entre le taux d'homonymie (du nom) et la diversité des surnoms ne résiste pas à l'analyse. Les « catégories » qui présentent les taux d'homonymie (du nom) les plus forts ne sont pas nécessairement celles qui présentent la plus forte variété de surnoms. L'analyse statistique, de ce point de vue, ne révèle aucun lien statistiquement significatif entre les deux indicateurs.

  • 65 À en juger par les informations fournies par le corpus de référence.

100Dans trois « catégories » sur quatre, l'extension observée est inférieure à l'extension théorique. On peut voir dans ce phénomène un effet de « régulation » propre à chaque groupe, mais il est difficile d'en évaluer l'intensité réelle, d'en analyser les ressorts et plus encore d'en comprendre les causes, bref d'aller au delà du simple constat pour proposer une explication. Chez les libres par exemple, le nombre de noms différents (extension observée) est égal à 22 alors que l'extension théorique est de 28 : le corpus qu'ils exploitent est donc plus « resserré » que celui qui devrait théoriquement être 1 e leur65. C'est l'inverse chez les serfs (extension observée 41 ; extension théorique 29).

101Si l'on observe dans le détail les noms les plus fréquemment portés par les libres et les serfs (sans distinguer la liste notariale de Vich du reste du corpus), on ne note pas de différences flagrantes entre les deux groupes. Aucun des noms leaders ne semble réservé à l'une ou l'autre des deux sous-populations.

Figure 1. Noms masculins les plus fréquents

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N.B. : Seuls sont ici représentés les noms portés par au moins 2 individus. La catégorie "libres" correspond ici à l'agrégation des libres et des libres de Vich ; la catégorie "serfs" à celle des serfs et des serfs de Vich.

102L'examen des palmarès détaillés pour chacune des 4 « catégories » confirme cette première impression.

Tableau 36. Palmarès des noms masculins par statut

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103Les cinq noms les plus fréquents du palmarès général sont les 5 noms les plus fréquents dans chacune des 4 « catégories » ; seul l'ordre diffère. Chez les libres, c'est Bernat et Guillem qui devancent Pere, Ramon et Berenguer ; chez les serfs, c'est Pere qui s'impose devant Guillem, Ramon, Bernat et Berenguer. Et Pere, qui est globalement le nom le plus fréquent du corpus, est en tête dans trois « catégories » sur quatre.

  • 66 Ce n'est pas le cas à Vich, où libres et serfs partagent le même 1er nom, Pere, alors que le nom c (...)

104L'analyse statistique détaillée permet cependant de nuancer ce propos et d'identifier quelques différences. Bernat, 1er nom chez les libres et pourtant bien classé dans les 3 autres catégories, apparaît ainsi comme spécifique — et donc caractéristique — de ce groupe. Pere est caractéristique chez les serfs (non « originaires » de Vich) bien que de rang 1 dans ce groupe comme dans les 2 groupes qui concernent Vich. Chez les libres comme chez les serfs, le nom le plus fréquent est donc le nom caractéristique66.

  • 67 Soit 4 noms significatifs de plus qu'avec la partition chronologique (qui ne définissait comme tel (...)
  • 68 3 des 13 noms significatifs pour la partition « sociale » (Pere, Bernat et Joan) sont spécifiques (...)

105L'analyse statistique montre également qu'avec cette partition, 13 noms (sur 57) sont significatifs67. Et 7 d'entre eux sont spécifiques ou déficitaires d'une des quatre sous-populations envisagées68 (3 seulement l'étaient avec la partition chronologique). Ceux qui ne le sont pas (Guillem, Ramon, Vidal, Jaume, Gerald et Vitalis) ne sont pas « marqueurs » et peuvent être définis comme les noms banals du corpus. Un nom peut être très fréquent dans une catégorie sans être spécifique de celle-ci : c'est le cas de Guillem, 2edu palmarès général.

  • 69 La « catégorie » des "serfs de Vich" est la seule de cette partition à présenter un nom caractéris (...)

106La catégorie des serfs de Vich ne présente pas de noms déficitaires, même si l'on ne relève aucune occurrence de Ponç dans ce groupe alors que ce nom est attesté 8 fois dans l'ensemble du corpus. Arnau, de rang 6 dans le palmarès général, est le nom caractéristique de cette sous-population69.

107Le nom caractéristique des serfs (liste de Vich exclue) est Pere, qui est aussi le plus fréquent de cette catégorie (et de l'ensemble du corpus). Viennent ensuite, dans l'ordre des fréquences décroissantes : Guillem et Ramon, qui ne sont ni spécifiques ni déficitaires ; puis Bernat, qui est déficitaire bien que 4e du palmarès servile.

108Dans le groupe des libres de Vich, Ferrer et Ponç sont spécifiques (sans pour autant être très fréquents) ; Berenguer est caractéristique. Joan, qui concentre 4,4 % de l'ensemble des occurrences masculines, n'est pas attesté. Il est déficitaire dans cette sous-population alors qu'il est spécifique dans celles des libres (non « originaire » de Vich). Peut-être est-ce là le signe d'une désaffection marquée des libres de condition sociale favorisée pour ce nom.

  • 70 Un nom peut donc être très fréquent dans une sous-population sans être spécifique de celle-ci. Il (...)

109Chez les libres (liste de Vich exclue), Pere, quoique fréquent (3e du palmarès de cette « catégorie ») est déficitaire70. Joan est spécifique. Bernat, pourtant 1er du palmarès, l'est aussi et se trouve de fait être le non caractéristique de cette sous-population.

110Quelle cohérence donner à l'ensemble de ces résultats ? Au final, les noms masculins sont peu originaux et finalement assez peu variés. L'observation directe des palmarès par « catégorie » semble mettre l'accent sur la similitude des noms dominants, mais l'étude des spécificités souligne quelques particularités qui n'étaient que difficilement repérables « à l'œil nu ». Plusieurs noms dominants du palmarès général apparaissent comme spécifiques ou déficitaires dans certaines sous-populations. Et les quatre « catégories » présentent des noms caractéristiques différents, preuve de l'existence de choix partiellement différenciés. Mais les différences restent minces : parmi les noms attestés au moins 5 fois dans l'ensemble de la documentation, aucun n'est porté que par une seule « catégorie » d'individus ; et les noms caractéristiques d'un statut ne sont pas inutilisés par les autres.

  • 71 Pere, qui est l'un des trois noms définis comme « marqueurs » pour la partition chronologique (il (...)

111Si l'on combine les deux partitions (statutaire et chronologique), les différences entre « catégories » demeurent71. On peut parler à propos des noms propres de pratiques socialement différenciées — certes faiblement — plus que d'évolution des usages en Catalogne au cours du XIIIe siècle.

Notes

1 L'ordre d'énonciation des différentes analyses ne renvoie pas à un ordre de mise en œuvre obligé.

2 Sans distinguer ici entre dénomination et désignation. Sur cette distinction, voir D. Barthélemy, « Vendômois : le système anthroponymique (Xe - milieu XIIIe siècles) », in Monique Bourin (éd.), Genèse médiévale de l'anthroponymie moderne, Tours, Publications de l'université de Tours, 1989, p. 37.

3 Ces 2 analyses ne nécessitent pas de « suivi » des individus dans leur histoire personnelle (et donc pas de « suivi anthroponymique »).

4 Certains de ces outils n'ont pas été utilisés dans les phases précédentes de l'enquête sur la genèse médiévale de l'anthroponymie moderne, mais s'ils avaient été imaginés plus tôt, ils auraient bien entendu pu l'être, leur domaine d'application ne se limitant pas au seul examen comparatif des anthroponymies libres et serviles.

5 Pour une présentation théorique détaillée de ces outils, voir le travail de thèse en cours de Pascal Chareille (dir. Monique Bourin) : L'anthroponymie médiévale : méthodes statistiques et modèles historiques, dont la soutenance est prévue fin 2003.

6 L'examen de cette question ne peut être envisagé que lorsque la documentation permet la « reconstruction » d'un nombre suffisant de fragments de généalogies, ce qui impose un travail de prosopographie complexe et fastidieux et suppose une profondeur chronologique qui fait ici défaut.

7 Sur ce point, voir le texte de Paul Freedman. La représentativité du corpus catalan pose un certain nombre de problèmes, notamment quand on compare la liste notariale de Vich avec les données issues des autres fonds documentaires.

8 Elles se distribuent ainsi : 550 hommes ; 263 femmes ; 30 individus de sexe indéterminé ou incertain ; et 41 « doubles » (31 occurrences masculines et 10 occurrences féminines). Les données du XIVe siècle auxquelles le texte de Paul Freedman fait allusion pour prolonger la comparaison dans le temps, ne sont pas ici utilisées.

9 Il faut noter que dans cette documentation catalane, les femmes sont néanmoins relativement bien représentées puisqu'elles constituent près du tiers des occurrences du corpus.

10 Cette typologie est celle qui a été proposée dès l'origine du programme de recherche.

11 Il s'avère parfois nécessaire d'envisager un "type indéterminé" pour les désignations qui résistent à l'analyse.

12 Les données anthroponymiques tirées de cette liste proviennent du travail de Rafel Ginebra i Molins (référence complète dans le texte de Paul Freedman, note 6).

13 La période 1230-1259 compte 255 individus, soit plus de 3 fois le nombre observé dans les autres tranches chronologiques. Cette situation résulte non d'un choix délibéré mais de la chronologie resserrée de la liste notariale de Vich.

14 Si cette comparaison est nécessaire, elle ne saurait être suffisante : un pourcentage calculé sur 10 occurrences n'a pas la même « fiabilité » qu'un pourcentage calculé sur 100 occurrences. Comme le suggère le simple « bons sens », plus un échantillon est grand, plus les résultats sont « robustes ».

15 En pratique, il est d'usage de qualifier cette hypothèse d'hypothèse nulle et de la noter H0.

16 On a, par exemple, d3 = 0.827 ≠ f3 = 0.800.

17 Le caractère aléatoire est évidemment ici — comme la plupart du temps pour l'anthroponymiste — très discutable. Les 95 occurrences ne sont assurément pas issues d'un tirage au sort. Leur présence dans la documentation est en soi signifiante et ne peut être imputée au seul hasard. On ne peut cependant guère proposer d'autre approche, sauf à disposer d'un corpus suffisamment important pour qu'il soit effectivement possible de choisir aléatoirement des occurrences dans cet ensemble.

18 L'effectif théorique correspond à celui auquel on doit s'attendre d'après la distribution de référence. Contrairement aux effectifs observés, qui correspondent au nombre d'occurrences de chacun des types retenus, les effectifs théoriques ne sont généralement pas entiers. Ce sont ces valeurs non entières qui doivent être utilisées dans les calculs.

19 Il s'agit ici du test dit du khi-deux d'adéquation (adéquation à une loi théorique donnée par la distribution de référence).

20 Ces effectifs théoriques sont dits effectifs théoriques sous H0. Ce sont les effectifs sous l'hypothèse d'une identité de la structure typologique des désignations entre la lre tranche ("avant 1200") et la 4e ("après 1260").

21 Le rapport correspond au calcul d'une distance particulière (dite du khi-deux) entre les deux effectifs ni (effectif observé) et ti (effectif théorique).

22 En pratique, lorsqu'un regroupement s'avère nécessaire pour la mise en œuvre du test, ne sont concernées que des types rares et/ou des « catégories » (ici des tranches chronologiques) peu représentées.

23 Dire que le « khi-deux calculé » caractérise la disparité entre la distribution théorique et la distribution observée ne signifie pas que cette mesure soit la seule utilisable.

24 Les seuils usuels (i. e. classiquement retenus) sont 0.10 (10 %), 0.05 (5 %), 0.01 (1 %) et 0.001 (1 ‰). Ils conduisent à des conclusions dites faiblement significatives, significatives, très significatives et hautement significatives.

25 Simple à mettre en œuvre dans la perspective d'un traitement informatique, elle est, dans ce texte, préférée à l'approche classique.

26 Quelques-unes des difficultés méthodologiques soulevées par la mise en œuvre du test doivent être soulignées. Lorsque la valeur Image est inférieure à la valeur Image, les écarts entre la distribution théorique et la distribution observée peuvent être imputés aux fluctuations d'échantillonnage. Ils sont insuffisants pour permettre d'affirmer, au seuil choisi, que les deux distributions (théoriques et observées) diffèrent significativement, ce qui signifie que l'hypothèse testée (l'hypothèse nulle H0) ne peut pas être rejetée. Cela ne prouve cependant pas qu'elle soit valide !... Il s'agit là d'une difficulté qui n'est pas propre au test du khi-deux mis en œuvre ici mais inhérente à tout test statistique. Un test est, en quelque sorte, plus « intéressant » — à tout le moins plus facile à « exploiter » — lorsqu'il conduit au rejet de l'hypothèse nulle H0. La fiabilité du rejet de H0 est en effet déterminée par le seuil choisi : le rejet de H0 n'a, par construction du test, que α % de chance de correspondre à une décision erronée, alors que rien ne peut être déduit avec certitude de la conservation de H0 (si ce n'est l'impossibilité de mettre en évidence une différence statistiquement significative entre les différentes structures).

27 La variable qui donne le khi-deux suit une loi de χ 2 à (k - 1) degrés de liberté. Ici, k = 3 puisque 3 types seulement de désignations ont été retenus : type I, type III, type II ou type IV.

28 Le tableau 6 correspond, dans la terminologie statistique, à la distribution conjointe des variables X (“type de désignation”) et Y (“tranche chronologique”). Cette même terminologie parle de distributions conditionnelles quand Y (ou sachant Y) quand ne sont pris en compte que les effecifs relatifs à une tranche chronologique donnée.

29 Sont ainsi désignés les pourcentages de chacun des types calculés par rapport au total de chaque colonne (c'est-à-dire au nombre d'occurrences de la tranche chronologique correspondante).

30 On parle, dans ce cas d'espèce, d'un test du khi-deux d'indépendance. De façon générale, ce test peut être mis en œuvre pour comparer plusieurs structures typologiques et juger du niveau de dépendance entre deux variables qualitatives. C'est le plus souvent sous cette forme qu'il est utilisé en sciences humaines et sociales.

31 L'identité des profils-colonnes correspond à l'identité des distributions conditionnelles.

32 La probabilité qu'une désignation choisie au hasard dans la tranche chronologique “avant 1200” soit de type I est donc supérieure à celle qu'une désignation choisie au hasard dans l'ensemble du corpus soit de type I.

33 Conformément à l'usage (statistique), l'effectif observé relatif à la ligne i et la colonne j du tableau croisé est noté nij et l'effectif théorique (sous l'hypothèse d'indépendance) correspondant est noté tij En outre, l'effectif théorique tij est obtenu en multipliant l'effectif total de la ligne i par l'effectif total de la colonne), le produit étant divisé par l'effectif total du tableau croisé.

34 Ce type de calcul peut très facilement être réalisé sur tableur.

35 Cf. supra, §l.a.

36 Le nombre de degrés de liberté pour un tableau croisé de k lignes et p colonnes est v = (k-1)(p-l).

37 Sont ainsi désignés les surnoms issus d'anthroponymes (i. e. de nomen proprium).

38 Sont ainsi désignés les surnoms issus de toponymes (i. e. de noms de lieux, d'origine, de provenance, de voisinage, éventuellement de noms communs à valeur topographique ou orographique).

39 Ici, seul un petit nombre de surnoms présentent une étymologie obscure ou incertaine. En pratique, il faut parfois compter avec ces surnoms dont le type est inconnu ou ne peut être établi avec certitude.

40 On peut bien entendu — et à juste titre — considérer que cette agrégation de circonstance n'a que peu de sens et donc regretter que la méthode l'impose. Mais on peut également considérer qu'elle conduit à la définition d'une catégorie aux contours suffisamment large pour « accueillir » tous les surnoms qui ne sont pas toponymiques ou anthroponymiques (et qui, au total, restent très minoritaires).

41 Type IIIa de la typologie des désignations.

42 Parfois appelée « dépendance aléatoire » ou « dépendance stochastique ».

43 Le raisonnement est analogue à celui conduit précédemment (cf. § l.b) : sous l'hypothèse d'indépendance, la probabilité qu'une occurrence choisie au hasard dans la catégorie “libres” soit de type I (par exemple) est la même que celle qu'une occurrence choisie au hasard dans la catégorie "serfs" soit de type I, ou encore qu'une occurrence choisie au hasard dans l'ensemble du corpus soit de type I ; d'où le calcul des effectifs théoriques.

44 Cf. supra tableau 18.

45 L'étude porte ici sur les 405 désignations de type III qui correspondent à un surnom dont la nature a pu être déterminée.

46 Si l'on exclut la liste notariale de Vich, les différences entre libres et serfs restent (faiblement) significatives.

47 Cf. Lluís To Figueras, « Anthroponymie et pratiques successorales (à propos de la Catalogne, Xe-XIIe siècle) », in Monique Bourin, Jean-Marie Martin et François Menant (éd.), L'anthroponymie, document de l'histoire sociale des mondes méditerranéens médiévaux [Actes du colloque international organisé par l'École Française de Rome, (Rome, 6-8 octobre 1994)], Collection de l'École Française de Rome, no 226, 1996, p. 433.

48 Si ce résultat infirme l'hypothèse formulé par Lluís To Figueras (cf. référence citée supra, note 47), il faut redire ici que les problèmes de classification des surnoms de lieu, notamment pour les surnoms de ville/village/castrum et les surnoms de mas, dont la distinction peut être hasardeuse, ont pu perturber les résultats, à tout le moins masquer certaines différences. D'autant que les surnoms de lieu classés dans la catégorie “autres cas” ont un poids déterminant dans la structure de dépendance mise en évidence.

49 Sur ce point, cf. le texte de Paul Freedman.

50 Peut-être s'agit-il plus des conséquences d'un processus qui nous échappe (par exemple de dévolution des noms) qu'à proprement parler d'une véritable « gestion » du corpus (qui serait inconsciente, collective, et en quelque sorte autorégulée).

51 Sur ce concept, voir dans ce volume la contribution de P. Beck et P. Chareille : « Les serfs de Tillenay et leurs voisins (Bourgogne, Xe et XVe siècles) », notamment p. 169. La « lemmatisation douce » conduit à l'agrégation des variantes typographiques et orthographiques d'un même nom.

52 La condensation est une valeur qui n'est guère utilisable en soi et seule la comparaison de ce paramètre pour plusieurs corpus est susceptible de nourrir la discussion.

53 Ces valeurs ne correspondent pas — sauf pour le “nb d'individus” — à la somme des valeurs indiquées pour chaque tranche chronologique. C'est ainsi que le nombre de noms distincts dans l'ensemble du corpus n'est pas la somme des nombres obtenus pour chacune des 4 tranches chronologiques (les noms communs à plusieurs tranches sont bien entendu nombreux). La remarque vaut pour tous les autres paramètres du tableau.

54 On observe en outre que cette proportion augmente avec la taille des échantillons (ce qui est conforme aux observations déjà faites pour d'autres corpus). Cette corrélation mérite un examen théorique approfondi qui dépasse le cadre de cet exposé.

55 Il n'est pas inutile de rappeler que tous les paramètres statistiques sont affectés par le niveau de lemmatisation retenu. Le nombre de noms distincts et le nombre d'hapax diminuent avec une lemmatisation forte (puisque la variété paraît moins marquée) ; le nombre moyen d'individus par nom, le taux d'homonymie, la proportion d'individus désignés par les 5 noms les plus fréquents et le nombre minimal de noms nécessaires pour désigner la moitié de la population sont eux plus élevés avec une lemmatisation forte.

56 Il faut toutefois souligner la relative stabilité sur l'ensemble de la période étudiée puisque, dans chacune des tranches chronologiques, les 5 noms les plus fréquents permettent de désigner entre 70 et 75 % des individus. Aucune différence significative n'est à noter entre les périodes.

57 Il faut cependant rappeler que cette tranche chronologique est également celle où le nombre d'occurrences est le plus important.

58 Les noms significatifs d'un corpus sont ceux pour lesquels la probabilité de trouver toutes leurs occurrences dans la même « catégorie » (ici la même sous-population) est inférieure à 5 % (dans chacune des « catégories »). Le calcul statistique conduit ici à définir comme tels les noms dont le nombre d'occurrences (observées) dans le corpus est supérieur ou égal à 8.

59 Les noms spécifiques d'une sous-population particulière (ici une tranche chronologique) sont les noms qui présentent dans cette sous-population une fréquence nettement supérieure à la fréquence théorique (ou « attendue ») sous l'hypothèse d'indépendance, donc à leur fréquence dans l'ensemble du corpus. En pratique, on calcule pour chaque nom attesté dans une sous-population donné l'effectif théorique qui serait le sien si la partition (ou décomposition) du corpus était inopérante. On compare ensuite à l'aide d'une procédure statistique ad hoc cet effectif théorique à l'effectif réel (ou observé). Lorsque l'écart est jugé trop important (avec un seuil choisi), le nom est dit spécifique quand le nombre observé est très supérieur au nombre théorique, déficitaire dans le cas contraire.

60 Le nom caractéristique d'une « catégorie » est défini comme le nom le plus fréquent parmi les noms spécifiques de cette catégorie.

61 Sur ce point, cf. Pascal Chareille : « Methodological Problems in a Quantitative Approach to Changes in Naming », in G. T. Beech, M. Bourin and P. Chareille (eds), Personnal Names Studies of Medieval Europe. Social Identity and Familial Structures, Kalamazoo, Medieval Institute Publication, series « Studies in Medieval Culture », vol. 43, p. 21.

62 Cette partition permet d'envisager plusieurs comparaisons : “libres+libres Vich” vs “serfs+serfs Vich” (la liste notariale de Vich n'est alors pas distinguée des autres documents) ; “libres” vs “serfs” d'une part et “libres Vich” vs “serfs Vich” (le caractère singulier la liste notariale de Vich est posé a priori). On peut même envisager la comparaison “libres+serfs” vs “libres Vich+serfs Vich” pour une (nouvelle) confirmation de la singularité (au moins anthroponymique) de la liste notariale de Vich.

63 Cf. supra note 53.

64 La condensation est plus forte dans l'ensemble du corpus qu'elle ne l'est dans n'importe quelle « catégorie » mais il s'agit là d'un résultat mécanique puisque la valeur de ce paramètre est corrélée positivement à la taille de l'échantillon (d'où la nécessité d'utiliser avec prudence cet indicateur pour faire des comparaisons).

65 À en juger par les informations fournies par le corpus de référence.

66 Ce n'est pas le cas à Vich, où libres et serfs partagent le même 1er nom, Pere, alors que le nom caractéristique des premiers est Berenguer et que celui des seconds est Arnau. Le nom le plus fréquent d'une catégorie n'est donc pas nécessairement son nom caractéristique. Le nom le plus fréquent n'est a fortiori pas nécessairement un nom spécifique (sinon il serait caractéristique).

67 Soit 4 noms significatifs de plus qu'avec la partition chronologique (qui ne définissait comme tels que les 9 premiers noms du palmarès général).

68 3 des 13 noms significatifs pour la partition « sociale » (Pere, Bernat et Joan) sont spécifiques pour une « catégorie » et déficitaires pour une autre ; 4 autres noms sont spécifiques d'une « catégorie » sans être déficitaires pour une autre.

69 La « catégorie » des "serfs de Vich" est la seule de cette partition à présenter un nom caractéristique qui n'est pas parmi les 5 noms dominants (de peu, il est vrai, puisque Arnau est 6e du palmarès concerné).

70 Un nom peut donc être très fréquent dans une sous-population sans être spécifique de celle-ci. Il peut même être déficitaire tout en étant parmi les plus fréquents, ce qui est le cas de Pere chez les libres (c'est-à-dire qu'il apparaît dans ce groupe de façon significativement moins élevé qu'il ne l'aurait fait si la distribution statistique des noms avait été indépendante de la « catégorie »).

71 Pere, qui est l'un des trois noms définis comme « marqueurs » pour la partition chronologique (il est spécifique en 1230-1259), n'est « marqueur » à Vich ni chez les libres ni chez les serfs, alors que la liste est datée de 1230-1233. Et il est caractéristique de la population serve (Vich exclu). Il n'y a visiblement pas interférence entre les deux partitions pour ce nom. Pour Joan, les choses sont moins claires. Ce nom est spécifique en 1200-1229 et l'est également pour les libres ; comme la population libre est majoritaire dans cette tranche chronologique (2 individus sur 3), les deux informations peuvent être en partie redondantes. Mais Joan n'est pas spécifique avant 1200, alors que la part des libres dans le corpus est à cette période maximale. Difficile donc de trancher entre différenciation sociale et différenciation chronologique.

© Presses universitaires François-Rabelais, 2002

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