1Par une heureuse disposition, la fréquence des mariages impliquant des individus dont le patronyme est le même nous donne une estimation de l’apparentement des conjoints. Le principe est fort simple. En général, un oncle et une nièce (ou bien une tante et son neveu) partagent la moitié du temps le même patronyme alors que leur coefficient de parenté est égal à un huitième. De même, les cousins sont isonymes une fois sur quatre (pour un coefficient de parenté de un seizième), les petits cousins une fois sur seize (pour un coefficient de parenté de 1/64), et ainsi de suite. Pour deux individus susceptibles de contracter une alliance, la probabilité qu’ils aient le même patronyme est quatre fois supérieure à leur coefficient de parenté. Il suffit donc de diviser la fréquence des mariages isonymes par quatre pour obtenir une estimation du coefficient moyen de parenté des conjoints.

2La méthode paraît bien simple et très prometteuse. De fait, au lendemain de sa publication (Crow et Mange, 1965), elle connut un franc succès. Toutefois, elle nécessite certaines hypothèses qui s’avèrent souvent difficiles à vérifier (Ellis et Startmer, 1978 ; Crow, 1980, 1983 ; Tay et Yip, 1984 ; Lasker, 1985, 1989). En voici les principales : (1) tout d’abord, et c’est la plus importante, chacun des patronymes doit avoir une origine monophylétique, c’est-à-dire qu’il doit provenir d’une souche unique ; (2) ensuite, la transmission des patronymes doit être strictement corrélée à la transmission biologique. Ici sont en cause les changements de noms, leur épellation, les adoptions, l’illégitimité et les simples erreurs de transcriptions ; (3) puis, l’écart à la panmixie doit être symétrique en regard du sexe. Par exemple, les cousins issus de frères doivent se marier dans la même proportion que ceux issus de sœurs. (4) enfin, parmi les migrants, les hommes et les femmes doivent être également représentés.

3Bien que l’on attire souvent l’attention sur ces hypothèses, il est rare qu’on soit à même d’en tester la validité. Or, la population du Québec ancien se prête remarquablement bien à l’exercice. L’essentiel des événements démographiques qui la caractérisent depuis ses origines (en 1608) jusqu’à 1800 est en effet reconstitué dans une base de donnée informatisée contenant plus de 700 000 actes de B.M.S1 Tous les mariages y sont jumelés et les liens qui rattachent les conjoints jusqu’aux fondateurs sont connus. Cette connaissance des conditions initiales constitue un atout majeur que nous tenterons de mettre à profit.

4Dans un article antérieur (Gagnon et al., 1998), le registre a permis une mesure de l’apparentement des conjoints par région à partir de la méthode généalogique. Il s’agira maintenant de comparer cette mesure à celle qui peut être obtenue au moyen des patronymes. De plus, nous proposerons une nouvelle manière d’estimer l’apparentement et qui fait appel au « numéro de lignée paternelle », un « patronyme idéal », dont nous ferons état ici. Chaque mesure sera comparée tour à tour avec chacune des deux autres, selon le même découpage temporel et géographique qui a été adopté dans l’étude susmentionnée (voir figure 1).

Données et méthodes

Les patronymes dans un monde « habituel »

5Pour tester la validité de la méthode isonymique, nous tenterons de nous rapprocher le plus possible des conditions qui prévalent en général lorsqu’elle est employée. Autrement dit, nous procéderons comme si nous ne disposions que d’un répertoire d’actes de mariages non-jumelés, soit l’index des 67 777 actes de mariages du RPQA2. Toutefois, puisque nous voulons être au diapason des études isonymiques, nous utiliserons les patro nymes standardisés auxquels sont rattachées les mentions qui apparaissent dans ces actes. En effet, un vaste travail de standardisation orthographique précède toujours l’analyse proprement dite (voir à ce sujet Weiss et al., 1983). Dans le cas présent, la standardisation est faite à partir de l’ensemble des mentions (qu’il s’agisse d’acte de mariage, de baptême ou de sépulture) où apparaissent les variantes d’une forme orthographique de base. Le critère qui préside à l’attribution d’une forme définitive est généralement celui de la fréquence ; si une « manière d’écrire » revient plus souvent que les autres, elle constitue alors la « vedette », et est retenue à titre de patronyme standardisé.

6Sur la base de cet index des patronymes standardisés, nous estimerons le coefficient moyen de parenté des conjoints de la façon qui est indiquée en introduction. En d’autres termes, nous estimerons (Ф_p = P_p /4, où P_p est la proportion de mariages impliquant des conjoints dont le patronyme est identique. Comme on peut déjà s’y attendre toutefois, cette estimation sera biaisée car les quatre hypothèses dont nous avons fait état (origine monophylétique, transmission intégrale des patronymes, écart symétrique à la panmixie en regard du sexe et immigration égale des sexes) ne sont certainement pas entièrement respectées. Si l’étude s’arrêtait là, on n’aurait aucun moyen d’évaluer la part respective des erreurs qu’entraînent l’un ou l’autre des écarts à ces hypothèses. Toutefois, comme nous l’avons mentionné dans l’introduction, nous disposons de données qui nous permettront d’y voir plus clair.

Les patronymes dans un monde idéal : les numéros de lignée

7Dans un monde idéal pour le généticien, tous les noms de famille ont une souche unique. Chaque patronyme introduit par un immigrant ne l’est qu’une seule fois et demeure invariable dans le temps. Il ne change pas d’orthographe d’une génération à l’autre de manière à en engendrer de nouveaux, ou à s’agglutiner à d’autres dont la calligraphie est semblable. Aucun père ne transmet son prénom ou son surnom à ses enfants. Aucun individu n’est nommé en vertu de la profession qu’il exerce. En remontant une généalogie en ligne paternelle, on rencontre invariablement le même patronyme (dans son orthographe intégrale) et l’on se rend sans ambages à l’immigrant qui l’a introduit.

8Le Registre de population du Québec ancien nous permet, d’une manière détournée, de se rapprocher très près de ces conditions pour le moins utopiques. En effet, à chaque individu qui figure dans ce registre est associé un numéro de lignée qui le rattache, en ligne paternelle, à l’ancêtre le plus loin rencontré dans sa généalogie, sa tête de lignée. Ce peut être un immigrant ou encore le père de cet immigrant, puisque ce dernier, ainsi que sa femme, est souvent nommé dans l’acte de mariage dudit immigrant. La plupart du temps, le patronyme et le numéro de lignée correspondent. Par exemple, tous les individus qui portent le nom « Tremblay » (dans son orthographe standardisée) ont le même numéro de lignée. Mais souvent, la correspondance est très ténue. Ainsi en va-t-il des dénommés « Roy ». À ce seul nom correspondent au moins vingt neuf lignées différentes !

9Nous disposons donc d’une série de patronymes « idéaux », à partir desquels nous pouvons estimer l’apparentement des conjoints comme suit : Φ_l = P_l /4 où P_l, est la proportion de conjoints qui partagent un numéro de lignée identique, c’est-à-dire la proportion de ceux qui sont rattachés en ligne paternelle au même ancêtre, qui constitue la tête de lignée.

Patronymes, numéros de lignées et généalogies : trois sources qui se complètent

10Comme nous l’avons mentionné en introduction, nous pouvons enfin faire appel au coefficient de parenté Φ_g estimé à partir de la méthode généalogique. Cela porte à trois le nombre de mesures que nous allons comparer. Il est important de souligner d’entrée qu’aucune d’elles n’a de valeur absolue. De plus, ni l’une ni l’autre ne peut constituer un étalon définitif à partir duquel on tenterait d’évaluer les biais que contiennent les deux autres. Il s’agit plutôt d’obtenir de leur conjugaison une meilleure idée de l’apparentement des conjoints. Certes, la méthode généalogique, particulièrement lorsque tous les liens sont connus jusqu’aux fondateurs de la population (et c’est le cas ici), est la plus appropriée. Mais elle suppose que ces fondateurs ne sont pas apparentés entre eux – ce qui, on le sait, n’est vrai qu’en partie. En revanche, la méthode isonymique permet de prendre en compte l’apparentement des fondateurs, sous réserve que les patronymes ont une souche unique (Crow, 1980). Si la mesure qu’on en tire dépasse de loin celle obtenue au moyen des généalogies, alors le dilemme suivant se pose : est-on en présence de souches multiples ? Ou bien les fondateurs étaient-ils effectivement apparentés au départ ? Ou bien encore ces deux effets se conjuguent-ils ? Comment lever l’incertitude ? Par le recours aux numéros de lignée. De cette manière en effet, on élimine les cas d’homonymie et on s’assure que chaque souche est unique, du moins depuis son introduction dans la population canadienne3 ! De cette manière également, nous pouvons apprécier l’effet des processus socio-démographiques qui entraînent des écarts par rapport aux hypothèses qui justifient la méthode isonymique.

Résultats

Évolution de l’apparentement moyen des conjoints dans l’ensemble de la colonie

11À l’instar de ce qui a été fait dans l’étude généalogique, nous allons d’abord traiter de l’évolution de l’apparentement des conjoints dans l’ensemble de la colonie, entre 1620 et 1799. Les résultats des trois coefficients Ф_g, Ф_p et Φ_l figurent sur la figure 2 qui suit4 :

12Remarquons tout d’abord que les deux courbes isonymiques (Ф_P et Ф_l) sont beaucoup plus accidentées que la courbe généalogique (Φ_g). Cela est attendu, compte tenu de ce que les deux premières sont beaucoup plus sujettes aux fluctuations aléatoires (voir à ce sujet Lasker, 1989). Un mariage est ou n’est pas isonyme ; dans le premier cas, sa contribution dans le calcul du coefficient moyen de parenté est de quart, dans le second, elle est de zéro. Il en va autrement de la contribution d’un mariage consanguin à la mesure de Ф_g : cette contribution constitue une variable pratiquement continue (d’autant plus continue en fait que la profondeur généalogique est grande). Or, les fluctuations deviennent de moins en moins importantes au fil du temps, à mesure que l’augmentation des effectifs accroît du même coup la probabilité des « rencontres » isonymiques.

13On note également que les trois courbes n’ont pas le même « point de départ ». Le coefficient calculé au moyen des patronymes standardisés (en pointillé) connaît un départ rapide (dès la décennie 1660-1670) dont on ne saurait être surpris, compte tenu des nombreux cas d’homonymie qui figurent parmi les fondateurs de cette période (les « Roy » en forment un exemple probant). D’ailleurs, l’apparentement tel qu’on peut le déduire à partir des numéros de lignées patronymiques (Ф_l) n’apparaît pas avant la décennie 1720-1730. Il s’agit là d’un « départ » très tardif qui pourrait sembler difficile à expliquer. En effet, l’apparentement des conjoints, mesuré au moyen de l’armature généalogique (en trait gras), le précède d’environ quarante ans.

14Pour expliquer ce « retard », il faut considérer un autre aspect, qui tient à la nature du peuplement du Québec ancien. Cette population ne s’est pas constituée d’un seul jet, à la faveur d’une immigration instantanée d’un nombre égal d’hommes et de femmes. Les travaux du PRDH (voir en particulier Charbonneau et al., 1987) nous apprennent que, dans la première moitié du xviii^e siècle, l’immigration pionnière (qui débuta en 1608) était fort ténue et qu’elle avantageait nettement les hommes5. Avant 1663 en effet, on ne compte encore que 1 400 pionniers dont le rapport de masculinité est de 169 hommes pour 100 femmes. De 1663 jusqu’à 1680, les entrées s’intensifient et le déséquilibre des sexes s’atténue : la Nouvelle-France reçoit alors près de 2000 nouveaux pionniers dont le rapport de masculinité est cette fois de 118 hommes pour 100 femmes. Par la suite, le mouvement naturel prend définitivement le pas sur le mouvement migratoire et c’est pour cette raison qu’on peut considérer les nouveaux arrivants comme des immigrants plutôt que comme des pionniers. Cette immigration est surtout le fait d’engagés et de militaires et est donc essentiellement composée d’hommes (ibid.).

15Ces conditions initiales du peuplement ont une influence déterminante sur le profil des courbes isonymiques. Elles entraînent une sous-estimation. En effet, le déséquilibre des sexes des pionniers et immigrants α eu pour effet d’introduire une diversité patronymique plus grande que si le mouvement migratoire avait été sous ce rapport équilibré, ce qui contredit les hypothèses de base de la méthode6. Avançons le scénario suivant : Un immigrant épouse une Canadienne. Ses enfants sont alors affublés d’un patronyme qui est par définition absent de la population. Lorsque à leur tour ces enfants entrent sur le marché matrimonial, il est possible que l’un d’entre eux, disons un garçon, épouse une parente en ligne maternelle. Or, la mesure isonymique ne pourra prendre en compte la contribution de ce mariage pourtant consanguin. En effet, celui-ci mettra en relation des individus qui, nécessairement, n’ont pas le même patronyme. Il faut donc interpréter avec prudence les résultats que révèle la méthode pour les périodes anciennes de la colonie. Mais que peut-on dire à cet égard des périodes plus récentes ?

16Considérons les valeurs vers lesquelles s’acheminent nos trois courbes en fin de période. Pour la décennie 1790-1799, Ф_p = 0,00296, Ф_l = 0,00259 et Ф_g = 0,00245. Contrairement à ce qui est souvent constaté, les valeurs calculées au moyen de l’isonymie y sont relativement proches de celles calculées au moyen de l’armature généalogique de la population, et en constituent donc une très bonne approximation. Certains chercheurs font état d’une valeur pouvant être quatre fois supérieure à la valeur généalogique (Crow et Mange, 1965 ; Ellis et Frield, 1976 ; Prost, 1998 ; Vernay et al., 1998), surestimation qui est à mettre sur le compte de l’action de deux causes qui peuvent s’additionner : l’origine polyphylétique des patronymes et l’apparentement qui remonte au-delà de la profondeur généalogique connue. Ici, ni l’origine polyphylétique ni l’apparentement des fondateurs ne semblent jouer un grand rôle. On pourrait donc conclure que la méthode isonymique est dans ce cas-ci tout à fait appropriée pour estimer l’apparentement des conjoints dans la population.

17Toutefois, on ne sait pas dans quelle mesure l’effet de l’immigration, toujours à forte composition masculine, se répercute dans le temps. Théoriquement, à mesure que le poids de l’immigration diminue par rapport à celui du mouvement naturel, le biais devient de moins en moins important et, au fil des générations, il tend à s’effacer7. Au Québec ancien, la proportion d’immigrants par rapport à la population totale passe sous les 10 % dès 1680, et sous les 3 % à partir de 1760 lors de la conquête anglaise (Charbonneau, 1984). Quels auront été les effets de ces mouvements sur notre estimation isonymique en fin de période ? Cela reste à déterminer une manière précise.

18Voilà donc pour l’évolution de l’apparentement des conjoints dans l’ensemble de la colonie. Voyons maintenant si ce portrait d’ensemble cache des variations régionales importantes. Nous aurons alors l’occasion d’observer des effectifs plus réduits, où les fluctuations aléatoires peuvent donc jouer un grand rôle.

Apparentement moyen des conjoints par région

19Encore une fois, afin de faciliter la comparaison, nous utiliserons le découpage qui a été adopté dans un précédent article. Nous avions alors subdivisé le Québec ancien en dix régions et exprimé l’évolution de l’apparentement des conjoints par tranches de vingt ans, de 1720 à 1800. Comparons d’abord les coefficients Ф, et Ф_p (figure 3 et figure 4)8 :

20Ce qui surprend en premier lieu, ce sont les résultats obtenus à l’endroit de la région de Lotbinière : pour chaque période considérée, le coefficient Ф_p (Fig. 4) y est environ de deux fois supérieur au coefficient Ф_g (Fig. 3). Si l’on s’en remettait à la seule estimation isonymique, on conclurait que l’apparentement des conjoints est à son plus haut niveau dans cette région. Or, si l’on se réfère encore à l’estimation généalogique (Fig. 3), on voit que c’est plutôt celle de Beaupré/Charlevoix qui occupe le premier rang. De plus, dans Beaupré et Charlevoix, l’estimation isonymique (Fig. 4) est même inférieure à l’estimation généalogique (Fig. 3). Mais, pour les autres régions, les résultats sont très similaires (tout au moins de 1760 à 1799).

21Voyons maintenant ce qu’il advient de l’apparentement lorsqu’il est calculé à partir des numéros de lignée (Fig. 5), dont nous avons dit qu’ils constituaient des « patronymes idéaux ».

22Ces nouveaux résultats (Fig. 5) sont très similaires aux précédents (Fig. 4). Pour la période 1780-99 par exemple, l’apparentement moyen des conjoints de Lotbinière est ici estimé à Ф_l = 0,00924 (=1/4.18/487) alors qu’il était précédemment estimé à Ф_p = 0,00976 (=1/4.19/487). Cela indique que l’origine polyphylétique ne joue ici aucun rôle et que nous ne pouvons la tenir pour responsable de l’écart constaté entre les mesures généalogiques et patronymiques. D’autre part, la région de Lotbinière devance encore celle de Beaupré et Charlevoix. Il en va de même des résultats qui concernent les régions 5, 7 et 10 (respectivement, Portneuf, Île d’Orléans et Bas-Saint-Laurent/Beauce) ; ils sont sensiblement les mêmes sur l’un et l’autre graphique.

23Il y a toutefois quelques différences. Pour la région de Québec (6) par exemple, il semble y avoir une « correction » à la baisse : le coefficient Φ₁,et ce dans toutes les périodes considérées, y est ramené à une valeur assez près du coefficient Ф_g (Fig. 3). Même son de cloche pour l’Île de Montréal (2), sauf que cette fois il s’agit plutôt d’une « sur-correction » à la baisse. Dans ces deux régions, plusieurs patronymes homonymes proviennent de souches distinctes : cela explique l’écart entre les coefficients Ф_l et Φ Pour la région de Trois-Rivières en routour, c’est le phénomène inverse : Φ_l (Fig. 5) y est légèrement plus élevé que Φ (Fig. 4), différence qui doit être imputé cette fois aux fissions de patronymes.

24Nous constatons donc deux cas de figure : (1) surestimation de l’apparentement due essentiellement à l’origine polyphylétique et (2) sous-estimation due aux fissions patronymiques. Il y en a un troisième : la compensation entre ces deux biais. Bien que nous n’ayons pas engagé ici de procédures systématiques en ce sens, nous ne pouvons manquer de supposer que leurs effets respectifs, qui s’opposent, s’annulent dans certaines régions. C’est probablement le cas dans la région 10 (Bas-Saint-Laurent/ Beauce). Nous avons constaté plus haut que les deux mesures isonymiques (Φ_l et Ф_p) y étaient pratiquement identiques. Or, dans cette région, on trouve en grande proportion le patronyme « Roy », dont on sait qu’il se compose de quelque vingt-neuf souches différentes9. Par ailleurs, plusieurs souches s’y émiettent en des patronymes distincts, ce qui compense pour l’origine polyphylétique.

25Pour conclure cette section, résumons-nous. Tout d’abord, si l’utilisation de la méthode isonymique s’avère assez fiable à l’endroit de l’ensemble de la colonie, elle l’est peut-être moins lorsqu’on considère séparément les régions. Nous avons vu par exemple, que pour la région de Lotbinière, la mesure isonymique est environ deux fois supérieure à la mesure généalogique. Ensuite, l’emploi des numéros de lignées fournit des résultats assez proches de ceux obtenus à partir des patronymes. Toutefois, cette correspondance masque certains écarts, en raison de la compensation qui peut s’établir entre des phénomènes dont les effets s’annulent. Maintenant, il convient de s’attarder à une région particulière afin de bien circonscrire les mécanismes socio-démographiques qui, à cette échelle, peuvent engendrer des écarts importants par rapport aux hypothèses qui sous-tendent la méthode isonymique. La région de Lotbinière paraît à cet égard toute choisie.

Étude d’un cas particulier : Lotbinière

26L’utilisation des numéros de lignée nous a permis de lever une partie de l’ambiguïté quant aux résultats obtenus pour Lotbinière : la surestimation de l’apparentement ne relève pas de l’origine polyphylétique des patronymes puisque les deux mesures isonymiques (Ф_p et Ф₁) sont à peu près équivalentes. Comment alors expliquer la surestimation ? Il faut d’abord, pour s’y employer, faire intervenir l’histoire du peuplement de cette région. Grâce à la richesse des données, nous pourrons ainsi mettre en lumière le rôle des conditions initiales, et les saisir dans le vif de leur manifestation empirique. Ces conditions sont ici déterminantes puisque l’écart constaté entre les mesures apparaît dès la période 1720-1740, qui recoupe en partie celle de l’entrée sur le marché matrimonial des premières générations nées dans la région. Toutefois, nous ne proposerons ici qu’une analyse partielle qui demandera à être complétée par d’autres études plus poussées.

27Le peuplement de Lotbinière, à l’instar de celui du reste de la colonie d’ailleurs, s’est fait avec une extrême lenteur. Bien que des fiefs y aient été créés dans la première moitié du xvii^e siècle, il faut attendre les années 1670 avant d’y trouver quelques familles établies (Samson et al., 1996). À l’époque, la menace iroquoise pèse toujours sur la rive sud du Saint-Laurent ! Comment se compose ce front pionnier ? D’hommes principalement qui cherchent à s’établir avec leurs fils, car les meilleurs emplacements de la rive nord, ceux qui longent le fleuve, sont alors tous occupés. Des cousins viennent ensuite rejoindre les premiers arrivants.

28Ces chaînes migratoires conduisent ainsi les pionniers à s’établir près des leurs, dans la même paroisse, sinon dans celle avoisinante (Samson, ibid.) Or, au recensement de 1681, on ne compte encore à Saint-Louis-de-Lotbinière, chef lieu de la région, que onze ménages, six hommes célibataires entre 20 et 35 ans, et une seule fille en âge d’être épousée10. La petite population se trouve alors dans la nécessité d’importer des filles de l’extérieur, ce à quoi elle parvient, puisque à l’aube du xviii^e siècle, le rapport des sexes est plus favorable à son expansion. Or, comme elles provenaient de l’extérieur, ces filles étaient moins apparentées à la population d’accueil que les hommes qui les y ont pris pour femme.

29Ce petit historique nous invite à émettre une première hypothèse pour expliquer l’écart entre les mesures généalogiques et isonymiques. Parmi les fondateurs de la région, il y aurait eu plus de frères que de sœurs et en général plus de liens de parenté en ligne paternelle que maternelle. Cela aurait eu pour conséquence de réduire la diversité patronymique et d’entraîner une surestimation de la mesure de l’apparentement.

30Pour vérifier en partie cette hypothèse, on peut considérer les premiers mariages célébrés dans la région et comptabiliser les différents liens de parentés entre tous les conjoints impliqués. Or, cette liste de premiers mariages n’épuise pas l’ensemble des fondateurs de la région, car plusieurs d’entre eux se sont mariés à l’extérieur et s’y sont ensuite établis en famille11. Il s’agit donc ici d’une vérification partielle de l’hypothèse évoquée. Pour l’instant, nous constatons tout de même que, parmi les individus qui figurent dans la liste des 20 premiers mariages célébrés dans la région (entre 1695 et 1710), il y a plus de paires « frères-frères » que de paires « sœurs-sœurs ». Deux frères « Houde », deux frères « Boucher » et deux frères « Lambert » se sont mariés durant cette période. En revanche, chez les femmes, seulement deux sœurs « Bergeron » ont convolé à la même époque. On trouve aussi d’autres types de liens de parenté parmi ces conjoints : un frère et une sœur « Houde », neveux des précédents, un frère et une sœur « Dubois », et ainsi de suite. Dans l’ensemble, seulement sept hommes et neuf femmes ne sont apparentés à aucun autre des quarante conjoints de la liste. Ainsi, l’énumération des patronymes (et des numéros de lignée) est un peu plus courte et plus asymétrique chez les hommes que chez les femmes. Autrement dit, les hommes partagent un stock patronymique moins diversifié que ne l’est celui de leurs femmes. Tout cela expliquerait en partie la surestimation que nous avons constatée. Toutefois, cette différence de longueur et d’asymétrie entre les listes masculines et féminines (symptôme de ce que les liens de parentés mettent surtout en relation des hommes et passent principalement par eux) ne suffit pas. Il est d’autres circonstances, celles-là peut-être plus déterminantes encore, qu’il faut considérer.

31Dans les sociétés européennes traditionnelles, comme dans celles qui en sont issues, les conjoints exogames habitent la plupart du temps dans la paroisse de l’époux. À la longue, cette « règle » de résidence patrilocale conduit à une concentration locale des patronymes et, dans de telles conditions, la mesure isonymique ne peut que surestimer l’apparentement. Nous supposons qu’il en fut ainsi à Lotbinière et c’est là notre deuxième hypothèse. Cette fois, nous pouvons la vérifier avec plus d’assurance. Pour ce faire, nous avons calculé les proportions attendues de conjoints isonymes lorsque les mariages ont lieu au hasard :

• Tout d’abord pour l’ensemble de la région ;

• et ensuite pour chacune des cinq paroisses qui la compose.

32Une telle proportion s’exprime comme suit : P_a = ∑p_i q_i, où p_i est la fréquence du patronyme i chez les hommes et q_i la fréquence de ce patronyme chez les femmes. En observant ces proportions attendues et celles qu’on observe (P_o), on peut avoir une idée assez nette de la concentration locale des patronymes. Le tableau I présente ces proportions dans l’ensemble de la région et dans chacune des cinq paroisses qui la compose, pour la période 1780-1799.

Tableau I. Proportions attendues (P_a) et observées (P_a) d’unions isonymes à Lotbinière, 1780-1799(%).

33On remarque que dans l’ensemble de la région, la proportion observée d’unions isonymes (P_o = 3,70 %) est deux fois supérieure à celle qui est attendue (P_a = 1,85 %). S’agit-il d’une « homogamie patronymique » positive ? En fait, puisque la proportion attendue d’unions isonymes est plus élevée dans chacune des paroisses que dans l’ensemble de la région, nous sommes plutôt, comme nous l’avons supposé, en présence d’une stratification spatiale de la distribution des patronymes. Cette stratification a dû apparaître dès le départ. Toutefois, cela est difficilement démontrable parce que les cinq paroisses de la région ont été fondées à des époques différentes12. D’ailleurs, le tableau montre également qu’à l’échelle paroissiale, il semble y avoir parfois homogamie patronymique positive (Saint-Louis, Sainte-Croix) et parfois homogamie patronymique négative (Saint-Nicholas, Saint-Antoine-de-Tilly et Deschaillons). Étant donné que ces deux groupes ont un poids démographique sensiblement égal, l’homogamie patronymique ne peut expliquer la surestimation de la mesure isonymique constatée ici pour l’ensemble de la région.

34Nous allons enfin faire appel à une troisième hypothèse. Elle a trait au remariage des hommes, dont la période reproductive est plus longue que celle des femmes. Ce phénomène introduit le même biais que la polygamie, et il faut remonter aux postulats de la méthode pour en apprécier la teneur. Cela est rarement explicité, mais l’estimation isonymique suppose que les conjoints isonymes ont nécessairement deux ancêtres communs : l’homme qui leur a transmis son nom, ainsi que sa femme. Pour cette raison, on peut prétendre que le rapport de la proportion de cousins germains isonymes (un quart) au coefficient de parenté de ces cousins (un seizième) est de un quart. Or, deux cousins en ligne paternelle, l’un issu du premier mariage d’un homme, l’autre du second, ont le même patronyme, mais leur coefficient de parenté est de 1/32 et non de 1/16. L’utilisation de la méthode isonymique à l’endroit d’une population où les remariages des veufs sont fréquents donnera donc une surestimation.

35Dans le cas présent, parmi les 1 327 mariages célébrés dans Lotbinière avant 1800, on en compte 156 qui unissent un veuf et une célibataire. Or, seulement quatre-vingt-neuf scellent une alliance entre une veuve et un célibataire. Avant 1720, sur les cinquante trois mariages célébrés, ces chiffres sont respectivement de six et de trois. Bien entendu, chez les hommes, les premières et les secondes noces ne sont pas toutes également fécondes (une telle répartition équivalente conduirait à un biais maximal). Mais plusieurs le sont. Nous avons donc là une autre source de biais qui, avec les deux autres, entraîne la mesure vers une valeur deux fois trop élevée.

36Au terme de cette étude, deux constats s’imposent. Le premier frôle l’évidence : la méthode isonymique est relativement fiable si elle est appliquée à une population de grande taille, mais dès qu’on se penche sur de petites populations, elle peut devenir délicate. En passant du général au particulier, on voit apparaître ces écarts si souvent constatés dans les études portant sur de petites populations. À cet égard, certains auteurs nous proposent des analyses avec une assurance qui paraît démesurée en regard de l’échantillon utilisé. Avec environ cinq cents unions pour la région de Lotbinière entre 1780 et 1800, nous obtenons une valeur nettement trop élevée. Que dire de ces listes qui ne dépassent pas cent unions !

37Grâce à l’utilisation des numéros de lignée, nous avons pu constater que dans Lotbinière l’écart ne provenait pas de l’origine polyphylétique des patronymes, mais de circonstances socio-démographiques particulières. Il aura suffi que trois sources de biais y additionnent leurs effets : $ (1) prévalence de liens de parentés en ligne masculine parmi les fondateurs, (2) concentration locale des patronymes et (3) remariage plus fréquent des veufs que des veuves. Encore fallait-il, et c’est là notre deuxième constat, que les biais en question soient introduits très tôt dans le peuplement pour qu’ils portent à conséquence. C’est un principe sur lequel il nous faut insister une fois de plus : une population conserve la trace des conditions qui ont entouré ses origines.

38L’étude que nous avons menée ici n’est évidemment pas reproductible dans la plupart des populations. Il faut en effet pouvoir disposer d’information sur les conditions initiales pour s’y atteler. Toutefois, elle peut profiter à d’autres en ce qu’elle attire l’attention sur certaines sources d’erreur dont on pas souvent idée. Ici, nous nous en sommes tenus à une analyse partielle qui avait pour but de paver la voie à d’autres travaux. Aussi, dans un avenir proche, nous tenterons de développer des outils qui permettront de corriger quelques sources de biais (facteurs correcteurs pour le déséquilibre des sexes parmi les fondateurs, pour les remariages, etc.). Ainsi, l’expérience acquise dans ce contexte très particulier pourra-t-elle prétendre à un peu plus de généralité.