Introduction du modèle
Une autre méthode appelé « the Internal-External Consistency Criterion » (critère d’IEU) a été proposée et perfectionnée par Thomsen (Thomsen et al., 2003 et 2007). Il s’agit aussi d’une sorte de modèle d’âge minimal. Ici, par hypothèse, les doses archéologiques individuelles d’un groupe de grains bien blanchis proviennent d’une distribution normale. Cette distribution peut être identifiée si les incertitudes associées aux doses archéologiques individuelles yi décrivent correctement la vraie variabilité parmi les grains bien blanchis. La détermination correcte des incertitudes yi est donc cruciale pour le calcul de la dose archéologique.
Procédure de calcul
L’objectif est d’identifier tous les grains qui forment une population normale en partant du début de la distribution expérimentale. Le critère qui permet de distinguer ces grains est basé sur une comparaison de deux calculs différents de l’écart-type de la moyenne pondérée. Pour la moyenne pondérée δ calculée comme celle-ci :
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où (Équation 15)
L’incertitude α peut être calculée de deux façons différentes :
(Équation 16)
(Équation 17)
où N représente le nombre de mesures. αin peut être interprété comme une mesure
interne de l’incertitude tandis que αex comme une mesure externe. Le premier mode de calcul de l’incertitude αex combine l’information de l’incertitude associée à chaque dose archéologique individuelle yi et de l’écart-type sur la moyenne pondérée (δi-δ), tandis
que le deuxième prend en compte seulement une incertitude yi. Si une population de grains n’est pas affectée par un mauvais blanchiment, αex est égale à αin et l’ensemble des doses archéologiques est distribuée selon la loi normale. Si un mauvais blanchiment cause une dispersion des doses archéologiques individuelles, leur distribution sera fortement asymétrique et αex sera différente de αin.
Il ne faut pas ici confondre une mesure interne et externe de l’incertitude comme il est défini dans le critère d’IEU avec les sources de dispersion intrinsèques et extrinsèques (Thomsen et al., 2005, 2012). Thomsen présente le modèle initialement sur les échantillons qui sont affectés par le mauvais blanchiment (Thomsen et al., 2003 et 2007), mais elle ne parle pas des effets microdosimétriques. Pour les échantillons présentés dans son travail, une seule source de dispersion extrinsèque semble donc être un mauvais blanchiment et des incertitudes associées aux doses archéologiques individuelles des grains bien blanchis impliquent ainsi seulement des sources de dispersion intrinsèques.
Néanmoins, si on avait un échantillon affecté par un mauvais blanchiment et aussi par la microdosimétrie hétérogène, une mesure interne de l’incertitude devrait prendre en compte aussi la variabilité microdosimétrique de l’échantillon si l’objectif est de distinguer entre les grains bien blanchis et mal blanchis (Smedley, 2015). La variabilité microdosimétrique représente la source extrinsèque de dispersion.
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D’ailleurs, comme dans le CAM, l’utilisation de cette conception d’incertitude n’est pas tout à fait correcte. Une dispersion causée par des effets microdosimètriques provient de la nature de l’échantillon et ce facteur ne représente donc pas des vraies incertitudes.
Pour estimer la dose archéologique par critère d’IEU, les doses archéologiques individuelles sont d’abord classées par ordre croissant. αin et αex sont calculées pour n = 2,3,… des mesures en commençant par la dose archéologique individuelle la plus petite. Ensuite, le rapport entre αin et αex pour n = 2,3,… de mesures est calculé :
R = αin/αex (Équation 18)
Quand R est égale à 1, le procédé est arrêté et le nombre de grains inclus dans le calcul de αin et αex jusqu’à ce point sont considérés bien blanchis. La moyenne pondérée est calculée à partir de ces grains choisis.
Le critère d’IEU dans cette étude
Le critère d’IEU est appliqué à tous les échantillons avec des distributions visiblement très dispersées, pour lesquels le CAM donne des résultats largement surestimés. L’incertitude yi est ici le résultat de la combinaison quadratique de l’incertitude de mesure si et de la variabilité attendue dans le groupe des grains bien blanchis σb ( ). A la différence de Thomsen, le calcul des incertitudes associées aux doses archéologiques individuelles prend ici en compte aussi la variabilité microdosimétrique.
Pour évaluer l’influence de la variabilité attendue dans le groupe des grains bien blanchis σb sur la dose archéologique, des calculs sont réalisés en faisant varier la valeur de σb par 5 % entre 0 et 50 % (0-0.50). Des hypothèses sur le choix de ce paramètre sont soulevées. L’abréviation σb est utilisée dans cette étude pour le critère IEU ainsi que pour le modèle MAM. Ce paramètre est connu sous l’abréviation a pour le critère d’IEU par la communauté scientifique.
P
I
IIIII.. CCHHAAPPIITTRREE
C
Chhââtteeaauu GGrriimmaallddii,, AAnnttiibbeess
I
IIIII..11 IInnttrroodduuccttiioonn
I
IIIII..22 CCaarraaccttéérriissaattiioonn pprrééaallaabbllee
I
IIIII..33 DDaattaattiioonn ppaarr lluummiinneesscceennccee
I
IIIII..44 DDiissccuussssiioonn
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III.1. Introduction
III.1.1. Présentation du site
Antibes est une commune française située dans le département des Alpes-Maritimes en région Provence-Alpes-Côte d'Azur (Figure III-1). La ville se trouve au bord de la Méditerranée, à 205 km à l'est de Marseille et 23 km au sud-ouest de Nice. Les premières traces d’occupation d’Antibes remontent au premier âge du fer. La fondation d’une acropole Antipolis s'inscrit dans le contexte du redéploiement colonial de Marseille à partir du IVe siècle avant notre ère. La ville grecque, relativement mal connue, aurait probablement été implantée au pied du rocher d'Antibes, sous la vieille ville actuelle.
Le château Grimaldi (Figure III-2), important aujourd’hui pour sa collection remarquable des œuvres de Pablo Picasso, a été édifié sur cette ancienne acropole grecque. Les soubassements du château, construits à partir de moellons et de briques et visibles sur plusieurs mètres de hauteur, appartiennent aux vestiges d’un monument romain qui occupait le sommet du Rocher. C’est dans cette partie du soubassement que cinq échantillons de mortier ont été prélevés pour la datation par OSL.
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III.1.2. Chronologie de référence
Les premières fouilles concernant Antibes ont été effectuées dans les années 1960 par Jaques-Henri Clergues sur le site du Rocher. Depuis le développement de l'archéologie préventive et la création de l’Institut national de recherches archéologiques préventives (INRAP), les interventions se sont multipliées. La datation archéologique des soubassements du château Grimaldi la plus récente repose sur des travaux menés par Philippe Mellinand (INRAP) en 2007 (Mellinand et al., 2007).
Figure III-3 : Plan des structures antiques observées dans le château Grimaldi. Fond topographique Ville d’Antibes, relevé du château Albéric Olivier CNRS, topographie Laurent Vallières Inrap.
Neuf sondages répartis entre la Montée Dor de la Souchère, la place Mariejol et la rue du Bateau (l’emplacement marqué en beige claire sur la Figure III-3) ont été ouverts
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lors de cette opération. C’est le sondage 4, localisé au niveau de mur MR10002, qui a permis de soulever une hypothèse sur la datation archéologique de la construction de l’édifice antique en question. Les murs MR10002 et MR10003 qui appartient à la même phase de construction formaient une galerie voutée.
Lors des fouilles en 2007, les archéologues ont découvert au niveau du mur MR10002 une fosse circulaire qui avait été creusée dans le rocher (substrat géologique) avant sa construction. Pour asseoir les fondations du mur MR10002 qui recoupe en partie cette fosse, les bâtisseurs l'ont vidée de sa terre puis remplie avec le mortier et la maçonnerie. La partie de la fosse hors le mur faisant l’objet de la fouille a été partiellement donc remplie par le mortier et fermée par un niveau de sédiment qui a livré neuf tessons de céramique. Un de ces tessons susceptible de fournir une datation précise est un fragment de sigillée sud-gauloise de type Drag-37a (étude de la céramique : Emmanuel Pellegrino). Cet élément caractérise la période 60-100 ap. J.-C. Le terminus
post quem de cette unité stratigraphique est donc la seconde moitié du Ier siècle ap. J.-C.. Il est supposé que la fermeture de la fosse s'est produite en même temps ou peu de temps après la construction du mur MR10002. En effet, il n'y a aucune raison que ce trou ait été laissé ouvert bien longtemps une fois la construction terminée. Néanmoins, le faible nombre de tessons collectés incite à la prudence quant à la pertinence de la datation.
Selon les conclusions archéologiques la construction de cet édifice romain tombe donc dans la première moitié du Ier siècle ap. J.-C.. La datation archéomagnétique (Lanos & Dufresne, 2013) effectué par l’équipe de l’IRAMAT-CRPAA à Rennes lors de la même campagne de prélèvements que la datation des mortiers par OSL, fournit plusieurs intervalles dont un qui est compatible avec les données archéologiques [9 av. J.-C., 72 ap. J.-C., Figure III-4].