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Les phalanges des mains sont-elles un bon indicateur de l’âge au décès des adultes ?

Are hand phalanges a reliable indicator of adult age at death?
A. Schmitt
p. 177-185

Résumés

Les phalanges des mains, observées sur radiographies, ont été proposées comme indicateur pour estimer l’âge au décès des adultes. La présente étude propose de tester la performance de cet indicateur sur un échantillon de la collection ostéologique identifiée de l’Université de Coimbra (Portugal) en suivant la méthodologie initiale. Le standard de référence a été élaboré sur une partie de l’échantillon (n = 98), les individus restants constituent l’échantillon test (n = 25). La relation entre l’âge et les modifications des phalanges est faible. La prédiction de l’âge au décès manque de fiabilité. La différence entre les résultats de notre étude et ceux des premiers travaux sur cet indicateur pour estimer l’âge au décès est en partie liée à la nature des échantillons étudiés.

Are hand phalanges a reliable indicator of adult age at death?

Phalanges of the hand, observed on X-rays, have been proposed as indicative of age at death of adults. The present study proposes testing the performance of this indicator on an identified osteological sample from the collection housed in the University of Coimbra (Portugal). A part of the sample was used as the reference population (n = 98) and the other part as a target series (n = 25). The relation between age at death and modifications of the phalanges was revealed to be unreliable. The difference between the results of our study and those of previous studies of this indicator is partly related to the nature of the samples studied.

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Texte intégral

stimer l’âge au décès des individus adultes à partir du squelette. Cependant, leur fiabilité est remise en cause depuis une quinzaine d’années (Cox 2000 ; Jackes 2000 ; Baccino, Schmitt 2006). En effet, lorsque ces méthodes sont testées sur des échantillons indépendants de la population de référence qui a servi à élaborer la méthode, la fiabilité n’est pas satisfaisante (Saunders et al. 1992 ; Dudar et al. 1993 ; Meindl, Russel 1997 ; Baccino et al. 1999 ; Feik et al. 2000 ; Thomas et al. 2000 ; Jankauskas et al. 2001 ; Schmitt 2004 ; Schmitt, Murail 2004). Désormais, les recherches sur l’âge au décès s’accordent sur le fait que la variabilité de la sénescence osseuse et dentaire entre individus est responsable du manque de précision de la plupart des méthodes. Plusieurs solutions s’imposent, réviser les méthodes élaborées sur des indicateurs déjà connus en tenant compte de la variabilité entre individus et entre populations (Schmitt et al. 2002) ou exploiter d’autres indicateurs.

2Depuis une dizaine d’années, plusieurs études montrent une forte relation entre l’évolution des pathologies des phalanges des mains (observée sur radiographies) et l’âge (Kobyliansky et al. 1995 ; Karasik et al. 1999, 2000a). Ces analyses ont été effectuées sur plusieurs populations vivantes d’Europe occidentale, d’Asie et du Proche-Orient. Les résultats indiquent une corrélation élevée entre l’âge et la sénescence des phalanges (r2 = 0,671 à 0,90 ; erreur standard = 4 à 7 ans). À partir de ces études, la sénescence des phalanges a été considérée comme un indicateur potentiel pour estimer l’âge dans le domaine de la médecine légale et de la paléoanthropologie (Karasik et al. 1999). En effet, confiant dans ces résultats, un standard a été élaboré à partir d’une population bédouine pour l’appliquer sur des vestiges osseux : Kebara 2, Ohalo 2 (Karasik et al. 1998) et 18 individus natoufiens (Karasik et al. 2000b).

3Une étape fondamentale a été oubliée. La métho­dologie n’a pas été validée en l’appliquant au préalable sur une série ostéologique d’âge connu. Il s’agit pourtant d’une démarche nécessaire pour cerner la fiabilité des méthodes qui permettent d’estimer l’âge au décès des adultes sur les populations du passé (Schmitt 2002). C’est la raison pour laquelle nous proposons de tester la validité de la méthodologie employée sur une série ostéologique d’âge et de sexe connus.

Matériel

4Cent vingt trois squelettes de la population identifiée de Coimbra au Portugal (Rocha 1995) ont été sélectionnés. Les individus présentant des pathologies telles que la tuberculose, le cancer ou une maladie rhumatoïde ont été exclus. Ensuite, les individus ont été choisis de façon à ce que la distribution par âge soit homogène et les deux sexes représentés. La population de référence est constituée de 98 individus et 25 sujets constituent un échantillon indépendant pour tester la validité de la méthode (tabl. I).

Tabl. I - Distribution par classe d’âge de l’échantillon portugais.
Table I—Distribution by age category of the Portuguese sample.

Tabl. I - Distribution par classe d’âge de l’échantillon portugais.
Table I—Distribution by age category of the Portuguese sample.

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Méthode

5Les observations nécessitent des radiographies des phalanges des mains des rangs II à V. Cinq caractères sont observés sur chaque phalange : 1) les ostéophytes ou nodules d’Heberden dans les régions péri-articulaires de l’os et aux sites d’attachement des tendons ; 2) la manifestation d’ostéoporose telle que les lacunes osseuses ; 3) l’ostéosclérose ; 4) les déformations articulaires non traumatiques ; et 5) l’élargissement de la tuberositas unquicularis sur les phalanges distales (fig. 1). Chaque caractère observé est coté 1 s’il est présent, et 0 s’il est absent. Le degré de développement de chaque caractère n’est pas pris en compte. Les scores obtenus pour chaque phalange sont additionnés ce qui permet d’obtenir un « osseographic score (OSS) ». La traduction littérale étant fastidieuse, par commodité, nous utiliserons l’abréviation OSS ou le terme score. Pour plusieurs individus, certaines phalanges étaient absentes. Nous avons donc suivi le même procédé que celui proposé par Karasik et ses collègues (1998, 2000b). Le score partiel (obtenu par les phalanges présentes) est multiplié par 12 et divisé par le nombre de phalanges présentes. Toutefois, un aspect méthodologique n’a pas été pris en compte. En effet, dans ces études, il n’est pas précisé s’il y a un nombre minimal de phalanges à respecter pour que la méthode soit applicable. Pour définir ce seuil minimal, il est nécessaire de calculer, sur un même échantillon, à partir de combien de phalanges absentes (de 1 à 11), la prédiction de l’âge s’éloigne significativement de l’âge estimé obtenu avec la totalité des phalanges. Il est nécessaire d’effectuer ces simulations sur une ou plusieurs séries de taille conséquente constituées d’individus pour lesquels la totalité des phalanges est disponible. Les populations vivantes utilisées pour les premières études sur cet indicateur osseux remplissent ces prérogatives (Kobyliansky et al. 1995 ; Karasik et al. 1999, 2000a), ce qui n’est pas le cas de notre échantillon car son effectif est réduit (n = 123) et il manque sur plusieurs individus jusqu’à quatre phalanges. Avant d’appliquer cette méthode sur des squelettes issus de l’archéologie, Karasik et ses collègues (1998, 2000b) auraient dû tenir compte de cet aspect méthodologique. La différence éventuelle de score entre les sexes a été analysée par le test U de Mann-Withney.

6Les analyses régressives pour étudier la relation entre le score et l’âge incluent le modèle linéaire et le modèle logistique. En effet, il semble que dans toutes les populations étudiées (Kobyliansky et al. 1995 ; Karasik et al. 1998, 1999), les changements avec l’âge suivent une phase lente avec une augmentation rapide après 30-35 ans. À partir des analyses régressives, il est possible de prédire l’âge d’un individu en utilisant la valeur de son score. Pour établir la formule de prédiction à partir de notre population de référence, nous avons observé 98 individus. Comme il s’agit d’observations sur radiographies et non sur os sec, nous avons effectué au préalable un test inter-observateur avec D. Karasik qui a participé à de nombreuses études ayant recours à OSS (Karasik etal. 1998, 1999, 2000a, b). La concordance entre les résultats a été analysée par une régression linéaire.

Fig.1 - Schéma des caractères observés d’après Kobyliansky et al. (1995, p. 96) : 1) ostéophytes, 2) ostéoporose, 3) sclérose, 4) déformation articulaire, 5) élargissementde la tuberositas unguicularis de la phalange distale.
Fig. 1—Observed criteria after Kobyliansky et al. (1995, p. 96): 1) osteophytes, 2) osteoporosis, 3) sclerosis, 4) joint deformity, 5) enlargement of the tuberositas unguicularis of the distal phalange.

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Résultat

7Quarante individus ont été sélectionnés au hasard pour le test inter-observateurs. Quatre-vingts mains ont donc été observées. Le coefficient de corrélation entre les cotations de l’observateur A (A. Schmitt) et l’observateur B (D. Karasik) est de 0,94. Ce taux est satisfaisant et indique que les caractères observés sont aisément reconnaissables pour un anthropologue ayant l’habitude de travailler sur os secs.

8On observe une différence de score entre sexe uniquement du côté gauche (p = 0,033). Les résultats de l’analyse régressive linéaire pour le côté gauche indiquent un coefficient de détermination (r2) de 0,334 (p < 0,001) pour les hommes et 0,581 (p < 0,001) pour les femmes. Pour le côté droit, le coefficient de détermination, sexes confondus, est de 0,433 (p < 0,001). Les résultats obtenus avec le modèle régressif logistique sont différents. Le coefficient de détermination est de 0,30 (p < 0,001) pour les hommes et 0,50 (p < 0,001) pour les femmes, pour le côté gauche. Pour le côté droit, le coefficient de détermination est de 0,451 (p < 0,001), donc légèrement supérieur à celui obtenu par l’analyse classique. Toutefois, ces coefficients demeurent relativement faibles comparés à ceux des études menées sur des populations vivantes (Kobyliansky et al. 1995 ; Karasik et al. 1999, 2000a).

9Pour tester la performance de notre standard pour estimer l’âge au décès à partir de OSS, l’équation de prédiction obtenue par l’analyse régressive logistique a été appliquée sur 25 sujets indépendants de la même collection. Le côté droit a été privilégié dans le modèle étant donné qu’il n’y a pas de différence entre sexe et le modèle logistique a été utilisé car il donne les meilleurs résultats.

10Le tableau II présente les résultats par individu. À partir de ces données, la différence entre l’âge estimé et l’âge réel a été calculée pour cerner l’amplitude du biais [∑(âge estimé – âge réel)] et de la précision [∑âge estimé – âge réel ] de la méthode.

11Pour quelques individus, la différence entre l’âge réel et l’âge estimé est faible. Mais, pour d’autres sujets (n° 42 et 98), cette différence peut aller respectivement jusqu’à

12-15 et - 33 ans. Pour l’échantillon global, le biais est de

13- 1 an, il s’étend de - 22 ans à + 33 ans. La précision moyenne est de 12 ans, et s’étend de 0 à 33 ans. Pour seulement six individus (n° 3, 7, 14, 35, 43, 44), l’âge réel est inclus dans l’intervalle de confiance à 95 % de la prédiction. Or, cet échantillon test est issu de la même collection que la population de référence.

Tabl. II - Âge estimé, âge réel, biais et précision de l’échantillon test.
Table II—Assessed age, true age, bias and accuracy of the test sample.

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Discussion

14Les études menées sur les populations vivantes indiquent une corrélation plus ou moins élevée entre l’âge et OSS. En effet, les coefficients de détermination s’étendent de 0,67 à 0,90. Pour l’échantillon portugais que nous avons étudié, ce coefficient ne dépasse pas 0,58. La relation entre l’âge et OSS est donc variable entre populations.

15Ce résultat n’est pas surprenant. En effet, OSS est une mesure composite incluant des changements liés à l’ostéoarthrose et à l’ostéoporose. Or, si ces maladies sont liées à l’âge, de nombreux facteurs déterminent leur apparition et leur évolution.

16L’arthrose est la maladie dégénérative la plus commune. Il s’agit d’une atteinte non inflammatoire, chronique, déformante d’une articulation, associant des destructions articulaires et des modifications de l’os (Dutour 2005), suite à l’altération du cartilage articulaire. Les atteintes sur l’os ont longtemps été considérées comme le résultat d’un processus progressif. En effet, l’ostéoarthrose est si fréquente chez les individus âgés qu’on tient souvent pour acquis que ce n’est pas une maladie en soi mais un phénomène inévitable du vieillissement. Mais, tous les individus ne sont pas atteints d’arthrose avec l’âge (Greenfield, Goldberg 1997 ; Crubézy et al. 2002 ; Schmitt et al. in press). De plus, les pathologies dégénératives ne sont pas nécessairement associées à la sénescence (Susanne 1986). L’origine de l’arthrose est peu claire, on parle surtout de facteurs de risque, qui sont nombreux et variés (Sowers 2001). Ils peuvent être mécaniques (Menkes 1995), constitutionnels et génétiques (Resnick, Niwayana 1988 ; Falchetti 2002). En effet, pour certaines articulations, notamment celles des mains, une forte prédisposition génétique sous-jacente a été observée (Hochberg et al. 1994 ; Livshits et al. 2002 ; Kalichman et al. 2003). D’ailleurs, certaines études, utilisant OSS comme indicateur de l’âge, démontrent que les différences de score entre populations sont liées aux différences génétiques entre ces populations (Livshits et al. 1996 ; Kobyliansky et al. 2000).

17L’ostéoporose se caractérise par une perte importante du tissu osseux. L’os est un tissu dynamique sujet à des réparations et des remodelages constants, en réponse à des stress ou des stimuli. Avec l’âge, l’équilibre entre le taux de formation et de résorption osseuse est rompu. Ce déséquilibre finit par causer une diminution du capital osseux (Chumlea, Guo 1999). Le stade ultime de la perte osseuse est l’ostéoporose qui est une maladie caractérisée par une masse osseuse basse qui fragilise l’os et qui augmente le risque de fracture. La perte osseuse est influencée par de multiples facteurs. Elle est plus importante chez la femme que chez l’homme (Feik et al. 1997 ; Seeman 1997) particulièrement à la ménopause (Nuti, Martini 1993 ; Peterlik 1997). En effet, les œstrogènes, qui jouent un rôle clé dans le maintien de la masse osseuse des femmes adultes en maintenant l’équilibre entre l’activité des ostéoblastes et ostéoclates, diminuent. Le remodelage osseux augmente de façon déséquilibrée, en faveur de la résorption (Nordin, Polley 1987). La perte osseuse dépend en grande partie de la masse osseuse maximale acquise durant la croissance (Matkovic et al. 1994), elle même contrôlée, en partie, par des facteurs génétiques (Livshits et al. 1998 ; Deng et al. 1999 ; Rizzoli, Bonjour 1999). La perte osseuse dépend également de l’activité physique qui diminue le taux de remodelage (Frost 1987 ; Jiang et al. 1999) et par conséquent la raréfaction osseuse. L’absence d’activités chez les personnes âgées augmente les risques d’ostéoporose (Pocock et al. 1989 ; Rudman et al. 1994). Les déficiences nutritives sont également susceptibles d’augmenter le remodelage osseux (Garn et al. 1964 ; Stout, Simmons 1979 ; Bielicki et al. 2001). De plus, il y a une prédisposition familiale à l’ostéoporose (Nguyen et al. 2004). En effet, les facteurs génétiques jouent un rôle important dans l’apparition et le développement de cette maladie (Livshits et al. 2003). Les études effectuées sur des ensembles familiaux ou sur des jumeaux montrent que les différences entre individus au niveau du squelette sont attribuables aux différences génétiques plutôt qu’au milieu environnant (Nguyen, Eisman 2000).

18L’ostéoarthrose et l’ostéoporose sont donc deux maladies liées à l’âge mais seulement en partie. Elles sont gouvernées par d’autres facteurs tels que le patrimoine génétique, l’activité physique, la nutrition…

19Les individus des populations vivantes sur lesquelles ont été menés les travaux sur la relation entre l’âge et les pathologies des phalanges partagent la même activité professionnelle et évoluent dans le même milieu environnant. Les individus au sein d’une même population partagent également des liens de parenté. De plus, en règle général, ces populations n’ont pas été exposées à des influences génétiques extérieures (Karasik et al. 1999). Or, s’il y a des relations biologiques entre individus, la prévalence de l’ostéoarthrose et de l’ostéoporose sera moins variable que si les individus n’étaient pas apparentés puisque l’héritabilité est un facteur de risque de contracter l’une et/ou l’autre maladie. Ces populations sont donc tout à fait appropriées pour étudier la part du déterminisme génétique de l’évolution avec l’âge d’un indicateur osseux. En revanche, la variabilité entre individus ne sera pas représentative puisque limitée par les liens biologiques.

20Comme dans les populations vivantes étudiées, notre échantillon est constitué d’individus de la même classe socio-professionnelle. Mais cette série présente une différence majeure. Il n’y a pas de relation familiale entre les différents sujets. La variabilité de l’indicateur est donc mieux cernée.

21La différence de constitution des échantillons de référence dans notre étude et dans celles effectuées sur les populations vivantes peut expliquer, en partie, le fait que la corrélation entre l’âge estimé et OSS soit plus faible pour la série portugaise que pour les populations vivantes étudiées.

22Le principe de la méthode pour estimer l’âge au décès au moyen d’OSS nécessite l’établissement d’un modèle à partir d’une population de référence. Par exemple, pour estimer l’âge d’une série natoufienne, Karasik et ses collègues (2000b) ont utilisé une population bédouine. Dans ce cas précis, la population de référence a été choisie car les squelettes des bédouins sont graciles et de petite taille et ressemblent à ceux des populations épipaléolithiques découvertes en Israël. Mais cela signifie-t-il pour autant que ces populations partagent un mode de sénescence commun ? C’est l’interaction entre le patrimoine génétique et le milieu environnant qui détermine la progression de la sénescence du squelette ainsi que la variabilité entre individus et entre populations. Or, l’utilisation d’un échantillon unique ne permet pas de cerner cette variabilité (Schmitt 2002). Il est donc plus approprié d’étudier les modifications d’un indicateur avec l’âge dans différentes populations indépendantes les unes des autres et d’inclure cette variabilité dans le modèle de référence.

Conclusion

23Les résultats des premiers travaux portant sur la relation entre OSS et l’âge, étaient très encourageants. En effet, la corrélation de cet indicateur avec l’âge était très élevée dans certaines populations. Mais, la nature des échantillons étudiés n’est pas appropriée pour traiter une telle problématique. Pour élaborer une méthode d’estimation de l’âge au décès, il faut tenir compte de la variabilité entre individus et entre populations dans les modèles proposés. De cette façon, la prédiction d’un âge fiable est possible. Notre analyse ne remet pas en question le potentiel de l’indicateur, mais sa méthode d’exploitation. D’une part, il semble nécessaire d’effectuer d’autres études sur des populations appropriées pour tenir compte de la variabilité des modifications de cet indicateur avec l’âge. D’autre part, il est incoutournable d’effectuer des tests pour savoir s’il y a un nombre minimal de phalanges à respecter pour que la méthode soit applicable. De tels travaux permettraient de proposer un modèle applicable aux populations du passé.

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Pour citer cet article

Référence électronique

A. Schmitt, « Les phalanges des mains sont-elles un bon indicateur de l’âge au décès des adultes ? », Bulletins et mémoires de la Société d’Anthropologie de Paris [En ligne], 18 (3-4) | 2006, mis en ligne le 14 juin 2010, consulté le 21 août 2017. URL : http://bmsap.revues.org/1626

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Auteur

A. Schmitt

UMR 5199, PACEA, Laboratoire d’Anthropologie des Populations du Passé, Université Bordeaux 1, avenue des Facultés, 33405 Talence CEDEX, France, e-mail : schmitt.aurore@wanadoo.fr

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