L ISIBILITÉ DES ALTERNANCES CÉMENTAIRES

La lisibilité du tissu cémentaire s’est avérée variable d’une dent à une autre, voire d’une préparation à une autre pour une même dent. Dans le but de réali-ser des comparaisons au sein de notre référentiel et d’apprécier l’impact de cette lisibilité différentielle sur la précision et l’exactitude, nous avons procédé à une évaluation chiffrée de cette facilité de lecture des préparations histologiques sur chacune des préparations issue d’individus d’âge connu. Un code entre 0 et 4 a donc été attribué à toutes les préparations [n=1000]. Ainsi, 6% des lames [n=60/1000] ont reçu le code maximal «  4  » désignant des structures claires où les caractéristiques du cément acellulaire sont similaires au modèle de réfé-rence. 40% des lames [n=400/1000] ont reçu un coefficient «  3  », car elles pré-sentent de bonnes caractéristiques histologiques, mais moins contrastées. Pour 39,1% des lames [n=391/1000], la correspondance des caractéristiques histolo-giques et du modèle standardisé a été jugée moyenne et ces lames ont reçu le code «  2  ». 12,3% des lames [n=123/1000] ont reçu le code «  1  » témoignant d’une correspondance faible entre les caractéristiques cémentaires et celle du modèle. Enfin, 2% des lames [n=20/1000] ont été codées «  0  »et ont été consi-dérées comme illisibles puisqu’aucune structure n’y était discernable.

Un test de Kolmogorov-Smirnov montre que la distribution de ces degrés de lisi-bilité ne suit pas une distribution normale [p=0,000] (Figure 55).

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Le coefficient d’aplatissement (Kurtosis=0,024) indique une morphologie en pic de la distribution. Le coefficient d'asymétrie rend compte de la position de ce pic de distribution des valeurs de la lisibilité et signale que ce dernier est dépla-cé vers les valeurs hautes (Skewness=-0,372). Nous sommes donc loin d’une sy-métrie parfaite et cette configuration confirme la tendance d’une distribution orientée vers une bonne lisibilité (indices (2). Dans le but d’expliquer la va-riance de cette lisibilité, nous avons conçu des modèles de régressions multiples à l’aide d’une combinaison de variables pour évaluer leur contribution à ce phénomène. La méthode choisie pour l’intégration des variables a été la mé-thode pas-à-pas. L’indice de lisibilité a donc été considéré comme variable dé-pendante alors que l’âge chronologique, le sexe, la collection d’origine, l’intervalle post mortem, la durée d’inhumation, les affections taphonomiques ont été considérées comme des variables indépendantes pouvant influencer la précision. Le tableau 26 montre que l’analyse a retenu pour unique modèle l’âge chronologique (avec une probabilité F significative à p<0,05). Les variables sexe, origine de la collection, intervalle post mortem, durée d’inhumation, et affections taphonomiques ont atteint le seuil de signification et ont été exclues du modèle. Ces paramètres ne semblent donc pas avoir d’influence sur ce modèle. La va-leur de corrélation multiple [R=0,180 ; modèle 1] indiquent une relation entre la lisibilité et l’âge faible, mais statistiquement significative [p<0,05].

Figure 55 : Distribution des codes de lisibilité sur l'ensemble des prépara-tions d'âge connu [n=1000].

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ÂGE ET LISIBILITE DES DEPOTS CEMENTAIRES

Nous avons vu que l’âge chronologique des sujets était un facteur influant sur l’imprécision et l’incertitude absolues. Ces constatations auxquelles s’ajoute le précédent résultat de la modélisation démontrant que l’âge est un paramètre influant dans ce phénomène de lisibilité des annuli nous ont amenés à nous interroger sur la force de la relation entre âge et lisibilité. Nous avons soumis ce lien à une corrélation de Pearson qui atteste d’une relation linéaire hautement significative [r=-0,189 ; p=0,007 ; n=200]. Le coefficient négatif étaye ce qui n’était qu’une impression lors de l’étude microscopique et indique que plus l’âge chronologique des sujets est avancé, plus la lisibilité devient faible.

DIFFERENCE DE LISIBILITE PAR COLLECTIONS

Afin de confirmer que l’origine des collections de notre référentiel ne contribue pas aux différences de lisibilité, la répartition des codes de lisibilité a été appré-ciée au moyen d’un tableau de contingence puis par un test du Chi-2 afin d’éprouver la relation entre les sous-échantillons et la facilité de mise en évi-dence des incréments cémentaires.

Au premier abord, le test du Chi-2 est significatif [2=151,406 ; p=0,000, n=1000]

et indique que la lisibilité n’a pas été appréciée de la même manière par l’opérateur sur les différentes collections. L’analyse des résidus ajustés figurant dans le tableau 27 fait état d’un déficit de lames caractérisées par une excellente qualité de lecture des annuli (code «" 4" ») dans la collection de Santarém, alors qu’au contraire, le laboratoire d’anatomie montre que ces lames sont très repré-sentées. Cependant, ce tableau est porteur d’informations mixtes et montre pour le laboratoire d’anatomie que les lames de qualité de lecture médiocre (Code «" 1" ») sont également surreprésentées. La même remarque peut être formulée pour Schoten déficitaire en lames codées «" 4" », mais également déficitaire en lames codées «" 1" ». Nous devons garder à l’esprit que cette lisibilité des dé-pôts cémentaire s’est avérée variable pour une même dent et c’est sans doute aussi de cette variabilité dont rend compte le tableau de contingence. Nous devons donc considérer ce paramètre et avons moyenné les codes attribués aux

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lames issues d’une même dent pour établir un indice de lisibilité. Ainsi, chaque dent s’est vu attribuer un indice variant cette fois sur une échelle continue de 0 à 4. Afin d’évaluer à nouveau cette possible différence de lisibilité entre les sous-échantillons, nous avons réalisé des tests non paramétriques de

Kruskal-Wallis. Ce test indique que l’on ne peut pas rejeter l'hypothèse nulle d'absence

de différence entre les collections [2=9,052 ; p=0,060, n=200]. En d’autres

termes, aucune différence de lisibilité des préparations histologiques n’est signi-ficative entre les collections composant le référentiel.

INFLUENCE DE LA LISIBILITE SUR LA PRECISION

Lors de la phase de dénombrement des dépôts de cément acellulaire, il nous est apparu évident que la lisibilité différentielle impactait sur notre capacité à dis-cerner les annuli et donc que cette difficulté pouvait affecter notre dispersion. Ce sentiment a été éprouvé lors de l’approche par les modèles de régressions multiples. Dans le but d’apprécier la force et le sens de cette relation entre l’indice de qualité histologique attribué à chaque dent et les indicateurs d’imprécision absolue et relative, nous avons réalisé une corrélation de Pearson. Le test de corrélation entre l’indice de lisibilité et les écarts-typescalculés té-moigne d’une relation linéaire négative hautement significative [r=-0,236 ;

Tableau 28 : Corrélation de Pearson entre la lisibilité et les indicateurs de précision relative et absolue.

Figure 56 : Indice de lisibilité des collections constituant le référentiel [n=200].

- Lisibilité et préservation du cément acellulaire p=0,001 ; n=199]. Par sa valeur négative, le coefficient de Pearson révèle que plus

l’indice de lisibilité de la dent étudiée est important — autrement dit, plus li-sible est la préparation — plus les écarts-types associés aux comptes d’annuli sont réduits. La valeur [r=-0,236] du coefficient désigne une force d’association moyenne entre ces deux variables. Ce constat de relation linéaire négative est soutenu par les corrélations significatives avec les indicateurs d’imprécision relative CV [r=-0,163 ; p=0,022 ; n=199] ; APE [r=-0,175 ; p=0,014 ; n=199] et CV2 [r=-0,225 ; p=0,001 ; n=199] (Tableau 28). Il est intéressant de relever que tous les indicateurs désignent cette association, y compris ceux caractérisés par une sensibilité à l’âge des sujets.

INFLUENCE DE LA LISIBILITE SUR L’EXACTITUDE

Nous venons de mettre en évidence la relation linéaire entre la qualité de lec-ture des anneaux cémentaires et l’imprécision des dénombrements. Il est donc légitime de s’interroger sur l’impact de cette lisibilité des annuli sur l’exactitude. Par une approche similaire, nous avons donc testé le lien entre l’indice de quali-té histologique obtenu pour chaque lame histologique et les indicateurs d’incertitudes absolue "#$% et relative !&#$%.

Préalablement les différences en années entre âges estimés et âges réels ont été traitées en considérant la valeur absolue afin que les grandeurs sous-estimées et surestimées ne perturbent pas le sens de la relation. Le test de corrélation entre l’indice de lisibilité et les "#$% calculés pour chaque estimation de l’âge témoigne

d’une relation linéaire hautement significative [r=-0,258 ; p=0,000 ; n=200]. Par sa valeur négative, le coefficient démontre que plus l’indice de lisibilité de la dent étudiée est faible – ou plus les annuli sont difficilement perceptibles — plus les écarts entre l’âge estimé et l’âge chronologique sont conséquents.

La valeur [r=-0,258] du coefficient désigne une force d’association moyenne entre ces deux variables. Ce constat de relation est appuyé par la corrélation significative avec l’indicateur d’incertitude relative "&#$% [r=-0,247 ; p=0,000 ;

n=200] qui énonce que plus la lame est lisible (ou plus l’indice est important),

plus le pourcentage d’erreur diminue (Tableau 29).

Tableau 29 : Corrélation de Pearson entre la lisibilité et les indica-teurs d’exactitude absolue et relative.

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