Revue d'anthropologie - article ; n°1 ; vol.12, pg 477-497

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L'année psychologique - Année 1905 - Volume 12 - Numéro 1 - Pages 477-497
21 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : dimanche 1 janvier 1905
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J. Deniker
Revue d'anthropologie
In: L'année psychologique. 1905 vol. 12. pp. 477-497.
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Deniker J. Revue d'anthropologie. In: L'année psychologique. 1905 vol. 12. pp. 477-497.
doi : 10.3406/psy.1905.3727
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1905_num_12_1_3727IX
REVUE D'ANTHROPOLOGIE
I. — ANTHROPOMÉTRIE
1. Méthodes. — L'année dernière je terminais mon analyse du
travail de M. Bartels sur « utilisabilité » des séries anthropologiques
par ces mots : « N'étant pas mathématicien nous nous abstenons
déjuger le travail de M. Bartels, nous contentant de le signaler... »
Or nous voici en présence de la critique de ce travail qui émane
cette fois-ci de quelqu'un qui s'est entouré de conseils-mathématic
iens. M. Ranke ' montre en effet, avec des preuves mathémat
iques à l'appui, que l'indice de M. Bartels, loin de donner plus de
facilité à distinguer les séries homogènes des séries hétérogènes,
embrouille plutôt les choses, et diminue la précision, en introdui
sant un nouveau facteur, éminemment variable et capricieux, celui
de la différence entre les chiffres maximum et minimum de la série.
1' « indice de l'utilisabilité >> de Bartels n'est autre En somme,
chose que l'erreur probable de la moyenne, donnée par la formule
T
bien connue R= -7=, (où R = erreur probable de la moyenne;
r = écart probable de chacune des observations par rapport à la
moyenne, qui se calcule d'après une formule spéciale; n = nombre
des observations) ; seulement cette erreur est exprimée en centièmes
de l'écart entre les valeurs maximum et mimimum de la série.
Il est donc préférable de s'en tenir à l'ancienne formule de
l'erreur probable de la moyenne, donnée par Gauss et que je viens
de rappeler. M. Ranke montre par des exemples que l'indice d'utili-
sabilité serait le même dans le cas d'une petite série de 3 crânes
pris à l'extrémité d'une série de 15 000, que dans celui d'une autre
petite série de 3 crânes prise au milieu de la grande série, où sont
les crânes avec des indices voisins de la moyenne; et cependant la
seconde petite série est pour ainsi dire le type moyen de la grande
série, tandis que la première n'est composée que des crânes excep
tionnels.
Dans un autre article M. Ranke examine, en collaboration avec
un mathématicien, M. Greiner, les nouvelles applications du calcul
mathématique à l'anthropologie, faites en Allemagne par Fechner,
et en Angleterre par Pearson et ses élèves.
1. Pour les titres des ouvrages des auteurs cités, voy. la liste à la fin
de l'article. 478 REVUES GÉNÉRALES
Le problème à résoudre est celui-ci. Trouver l'expression la plus
maniable pour chacune des séries à comparer sous la forme d'un
petit nombre de paramètres, c'est-à-dire des mesures représentat
ives, qu'on peut utiliser dans les comparaisons, comme par exemple
un diamètre pour une circonférence, etc.
Jusqu'à présent les anthropologistes ne disposaient dans ce but
que de la loi de Gauss sur l'erreur probable qui s'applique à une
foule de phénomènes sujets à la variation. Ainsi on considérait
comme race pure, celle dont les caractères se groupaient autour
de la moyenne d'après la loi de l'erreur probable. Mais cette loi ne
donne pas le moyen d'exprimer l'amplitude de la variation.
Fechner essaye * de donner une formule plus précise. Pour lui
le centre autour duquel se groupent les déviations n'est pas la
moyenne d'une série, mais la mesure la plus fréquente; de plus,
les erreurs se groupent par rapport à cette valeur dans les deux
sens, positif et négatif. C'est donc une sorte de loi de Gauss désunie,
scindée (zwiespältig). En conséquence sa formule est représentée
par une courbe asymétrique, dont chacune des parties (à droite et
à gauche de la vale-ur la plus fréquente) est déterminée par une
équation différente. De plus, il estime l'écart ou la déviation non
comme une différence arithmétique d'avec la valeur la plus fr
équente, mais comme un rapport. Ainsi suivant lui les objets collect
ifs varient d'autant plus qu'ils sont grands. Les grands organismes
varient plus que les petits, etc.
Il m'est impossible de donner ici aussi bien le développement des
idées de Fechner, que leur critique par Ranke et Greiner. Il suffit
de dire que suivant ces derniers la formule n'exprime point la loi
générale de variation. Ce n'est qu'une généralisation logarithmique
de la loi de Gauss scindée. Quant à la détermination de la valeur la
plus fréquente ou la plus « compacte » (dichteste), elle est tout
empirique. De plus, la formule ne peut exprimer que les courbes à
asymétrie légère. En anthropologie et en biologie elle ne fournit
aucun avantage sur la de Gauss.
En ce qui concerne les méthodes et les formules de Pearson, avec
ses six courbes typiques de variation, les auteurs sont d'avis que,
quoique plus compliquées, elles n'ont qu'une valeur descriptive et
représentent souvent des impossibilités biologiques.
Et alors que faut-il faire en anthropologie? D'abord il faut se dire
que les cas de variation discontinue ne peuvent être exprimés par
aucune des formules proposées, pas plus par celle de Pearson que
par celle de Gauss ou Fechner. Quant à la variation continue, la
loi de Gauss y suffit; si avec cette loi on obtient une courbe asymét
rique, cela indique l'hétérogénéité des matériaux dont ont s'est
servi pour composer la série.
En définitive, MM. Ranke et Greiner conseillent ceci.
Si l'on veut faire des statistiques avec les séries des mesures
1. G. Th. Fechner; Kollektivmasslehre, herausg. von G. et Lipps. Leipzig
(Engelmann), 1897. DENIKER. — REVUE D'ANTHROPOLOGIE 479 J.
anthropologiques, il faut s'assurer tout d'abord de la concordance
de la série obtenue d'après la loi de répartition théorique, c'est-à-
dire approximativement d'après la loi simple de Gauss, avec sa
généralisation logarithmique. Si cette concordance fait défaut, il y
a lieu de considérer les matériaux d'étude comme hétérogènes et de
ne pas s'en servir pour les comparaisons. Si, au contraire, la concor
dance est satisfaisante, on doit caractériser la série par la moyenne,
et par le degré de précision de cette moyenne. Alors seulement on
peut l'utiliser pour les comparaisons, tant qu'il ne s'agit que de la
variation continue seule, en donnant : la moyenne, la mesure
absolue et relative de l'amplitude de la variation, et enfin l'erreur
probable.
L'article de M. Beddoe sur l'évaluation de la capacité crânienne
d'après les courbes de la tête, dont j'ai parlé l'année dernière1,
vient d'être vivement critiqué par Levenz et Pearson. Ces auteurs
reprochent à M. Beddoe : 1° Que sa formule pour déterminer la capac
ité par le produit des trois circonférences pèche contre certaines
règles des mathématiques. 2° Qu'il estime à tort à 1 500 centimètres
cubes la capacité moyenne des crânes anglais. 3° Qu'il généralise
trop vite en appliquant sa formule aux différentes races. Les arti
fices qu'il emploie pour corriger les différences d'une race à l'autre
sont illusoires. En effet, l'indice céphalique qu'il introduit dans ce
cas en ligne de compte est une mesure qui a le moins de corrélation
avec la capacité crânienne, et cette faible corrélation varie encore
très sensiblement d'une race à l'autre, comme l'avait démontré
Mlle A. Lie2. 4° Qu'il n'a pas distingué les sexes dans ses séries.
Toutefois ils admettent qu'en modifiant la formule de Beddoe,
on obtient, pour le crâne, la capacité d'après les mesures des
courbes avec une erreur moindre qu'en la calculant d'après les
trois diamètres; mais il n'en est pas de même pour le vivant.
Ici les erreurs proviennent de l'épaisseur des cheveux,- et surtout
de la difficulté d'établir avec précision sur les têtes du vivant les
points de repère comme l'inion, déjà peu net sur le crâne. Ainsi
MM. Lewenz etK. Pearson considèrent-ils comme absolument imposs
ible la détermination de la capacité par les courbes sur le vivant,
même avec les cheveux rasés (à cause de l'impossibilité de trouver
l'inion).
Les auteurs proposent donc une nouvelle formule pour déter
miner la capacité crânienne par les mesures des courbes, mais
sur le crâne seulement, en se tenant, pour le vivant, aux mesures
des diamètres,
C'est là le côté positif du mémoire qui est plus intéressant que
les critiques, un peu trop vives, contre Beddoe, ce patriarche de l'a
nthropométrie, dont en définitive les auteurs adoptent l'idée princi
pale, celle de calculer la capacité crânienne en sachant seulement
les trois courbes du crâne. Ils adoptent les courbes suivantes : la
1. L'Année psychologique, 11e année, 1905, p. 516.
2. Philosophie. Transaction Roy. Soc, t. 196, A, pp. 225 et 264. 480 REVUES GÉNÉRALES
conférence horizontale, la courbe sagittale (du nasion à l'opisthion)
et la courbe transverse (du sommet du trou auditif au sommet de
l'autre); et ils donnent en délinitive, deux formules :
1° Une formule générale, ou intra raciale, qui n'est bonne que
dans les limites d'une race :
Capacité probable = 244,6 + 0,01977 P
où P est le produit de la multiplication des trois courbes susment
ionnées.
2° Une formule inter raciale bonne quand on compare plusieurs
races entre elles :
Capacité probable — 316,2 + 0,01862 P
où P a la même signification que dans la formule précédente.
Les deux formules donnent la capacité à 40 centimètres cubes
près, et sont aussi bonnes et parfois meilleures que les formules de
MUc Alice Lee basées sur la connaissance des diamètres du crâne J.
Comme démonstration, MM. Lewenz et Pearson appliquent leurs
formules, concurremment avec celles de Beddoe et de Lee, à 1' « auto-
icon » ou la tête momifiée du jurisconsulte et sociologue anglais
Jeremy Bentham, conservée à l'Université de Londres2.
La formule de Lee, avec la correction pour l'épaisseur des chairs,
fait ressortir la capacité à 1475 centimètres cubes pour le crâne de
J. Bentham, chiffre identiquement pareil à celui que donne la
mesure directe; la formule générale de Lowenz et Pearson (n° 1)
donne au contraire 1 511 centimètres cubes, à cause de l'épaisseur
des cheveux qui en vicient le calcul. Enfin la formule Beddoe donne
1 221 ou 1 280 centimètres cubes, suivant les points que l'on choisit
pour l'inion. Même en tenant compte de l'épaisseur des cheveux on
n'arrive qu'à la capacité de 1 3o6 ou 1 408 centimètres cubes, sui
vant la position de l'inion.
2. L'hérédité de la forme crânienne. — La question de l'hérédité de
la forme crânienne, à peine effleurée dans les travaux de Goenner,
de Spalikowski, de Johannsen et Westermark3, et plus récemment,
par Boas4, dont les mensurations ont été interprétées aussi par
K. Pearson et MUe Fawcett, a été reprise par le Dr Tschepourkovsky
dans deux notes successives.
1. Voici une de ces formules applicable aux crânes individuels, qu'on
peut prendre comme formule moyenne :
Capacité = 0 000 337 X L -f 406 01
où L représente le produit de la multiplication des trois diamètres de
crâne : antéro-postérieur, transverse et vertical.
2. L'on sait que le célèbre juriconsulte anglais avait légué à l'University
College (aujourd'hui Université .de Londres) non seulement ses manus
crits, mais aussi son propre corps, avec une brochure, tirée à peu d'exemp
laires, où il était expliqué comment, en se faisant embaumer, chacun peut
« ériger sa propre statue ». Les photographies de ce masque saisissant, de
face et de profil, se trouvent jointes au mémoire de Lewenz et Pearson.
3. J. Denikek, Les races et les peuples de la Terre, Paris, 1900, p. 88 et 89.
4. Voy. mon analyse de ce travail dans Y Année psychologique, t. 11,
1903, p. 520. ■
DENIKER. — REVUE D'ANTHROPOLOGIE 481 J.
Ayant pris des mensurations sur 1 132 femmes des provinces du
nord-ouest de la Russie, et sur leurs enfants, il arrive, à la suite des
calculs d'après les formules de variation ( t/ — j et de corrélation
( "1 'Y1 1 S aux résultats suivants.
Les enfants de 2 à 7 semaines sont toujours plus brachycéphales
en moyenne que leurs mères. Ainsi l'indice moyen des mères étant
de 82,8, celui de filles est de 83,1; de même pour les gar
çons, qui ont l'indice moyen de 83,2, tandis que leurs mères n'ac
cusent que de 81,9.
Mais la corrélation, c'est-à-dire le coefficient de l'hérédité, n'est
pas la même pour les deux sexes, elle est plus que trois fois plus
grande (-j- 0,189) pour les filles que pour les garçons (-f- 0,059).
L'indice céphalique de la mère est donc hérité d'une façon plus
tenace par la fille que par le fils.
Reste à savoir quelle est la part du père dans cet héritage, part
dont l'auteur ne s'occupe point, car les matériaux de ses études
proviennent des maternités et des cliniques d'accouchement pour
les filles-mères. De même, il reste à étudier les modifications de
l'indice céphalique avec l'âge, qui sont parfois notables dans la pre
mière enfance.
3. Corrélation entre différents caractères anthropoloçjiques . — Cher
chant la corrélation entre la couleur des cheveux et la couleur des
yeux, K. Pearson arrive, d'après les chiffres empruntés aux travaux
de Livi, de Virchow, de Retzius, d'Ammon et fournis par lui-même,
à cette conclusion : le rapport entre ces deux pigmentations est
beaucoup moins étroit qu'on ne le pense en général ; il est d'autant
plus faible que la race (la population, dirais-je) est plus pure. Ajou
tons comme exemple que la corrélation est de 0,4295 pour la Suède,
de 0,4203 pour la Grande-Bretagne.
Dans un autre travail Pearson cherche la relation entre l'âge et
la pigmentation des cheveux et des yeux. Ici encore, en s'appuyant
sur les chiffres de Ginzo Uchida il trouve que la pigmentation change
avec l'âge beaucoup moins rapidement qu'on ne le pense en général.
La corrélation est de 0,027 à 0,033 pour les enfants d'après la statis
tique scolaire allemande, faite sous la direction de Virchow; elle est
de 0,158 ou 0,096 chez les enfants des écoles britanniques. Si elle
s'élève à 0,451 dans la statistique de Pfitner, cela tient à ce que
cette dernière n'est basée que sur l'observation des cadavres des
hôpitaux. Elle se rapporte donc à des séries sélectionnées par la
i. Dans cette formule, n indique le nombre des cas; x indique les
mesures de chaque cas individuel dans la première série à comparer,
y dans la seconde; bl est la « déviation étalon » (standard déviation) pour
la première série, b.2 pour la seconde. Cette déviation est calculée d'après
la formule \/— — ou 'es Iettres ont la même signification que dans la
formule précédente.
l'année psychologique, xir. 31 REVUES GÉNÉRALES 482
mort parmi les sujets les plus faibles, car, comme le prouvent les
statistiques britanniques, il y a corrélation directe entre la santé
et le noircissement des cheveux blonds des bambins.
4. Anthropométrie infantile. — Les mensurations des enfants de
différentes races sont assez rares surtout quand il s'agit des enfants
en bas âge. En Europe même presque toutes les statistiques anthro
pométriques ne se rapportent qu'aux enfants des écoles, c'est-à-dire
âgés de plus de quatre ou cinq ans. En ce qui concerne les enfants
d'un jour à quatre ans, les travaux sont peu nombreux et, sauf
ceux de Pagliani pour les Italiens (à partir de trois ans), de Quételet
pour les Belges, de Beneke et Camerer pour les Allemands, du
Comité anthropométrique pour les Anglais, ils ne donnent que les
chiffres de la taille ou du poids et pas même les deux à la fois.
Aussi la petite note de Mme Wood ne doit-elle pas passer inaperçue,
quoiqu'il s'agisse d'un petit nombre d'enfants des deux sexes exa
minés : 61 Chinois de Canton et de Ou-hou, 20 Japonais de Nagas
aki et 10 Coréens, âgés d'un jour à sept ans.
Les enfants Japonais au-dessous de deux ans semblent être plus
petits en moyenne que les Européens et les Américains de l'âge
correspondant; mais après deux ans ils poussent plus vite que ces
derniers : du moins 15 Japonais de deux à sept ans avaient-ils une
taille de 94 centimètres, supérieure à la taille moyenne des bébés
Français, Italiens et Belges du même âge, et qui en Europe n'est
atteinte que par les bébés Allemands.
Les bébés Chinois sont plus grands que les Japonais jusqu'à
deux ans; mais de deux à quatre, et surtout de quatre à six ils
poussent moins vite que les Japonais et sont plus petits que ceux-ci,
et a fortiori beaucoup plus petits que les Européens. N'y aurait-il
pas là un certain arrêt de développement, par suite de la mauvaise
nourriture, car le changement est très brusque à deux ans, c'est-à-
dire juste à l'époque moyenne de sevrage en Chine. Par la suite,
les enfants Chinois rattrapent leur retard sur les Japonais (peut-
être par la sélection des plus robustes?), car la taille moyenne des
Chinois méridionaux adultes est supérieure au moins de 3 à 5 cen
timètres à celle des Japonais, suivant les provinces et le sexe.
Le poids des enfants Japonais est plus grand relativement à la
taille que chez les Européens. Ils ont 15 gr. 7 par millimètre de
taille, tandis que les Allemands du même âge n'accusent que
15 gr'. 2, les Belges 15 gr. 1, et les Italiens 14 gr. 5 seulement.
A noter en passant que le pied des bébés Chinois a la même pro
portion que chez les Européens suivant les classes de la société;
chez aucun enfant chinois on ne voit d'influence héréditaire de la
déformation du pied pratiquée chez les femmes des classes riches.
La dentition est très lente chez les Japonais; rapide chez les Chinois.
Les enfants Coréens sont en général plus grands que les Chinois
et les Japonais de l'âge correspondant, ce qui est en accord avec
la taille plus élevée des Coréens adultes. DENIKER. — REVUE D'ANTHROPOLOGIE 483 J.
II. — CARACTÈRES ANTHROPOLOGIQUES EN RAPPORT
AVEC LES PARTICULARITÉS PSYCHOLOGIQUES
1. Les stigmates de dégénérescence. — Le livre du Dr Galippe est
intéressant à plusieurs titres. D'abord c'est le premier essai, que
je sache, pour donner une grande série de portraits à l'appui d'une
thèse sur l'hérédité de certains caractères qu'il est convenu d'ap
peler stigmates de dégénérescence.
Le fait qu'un grand nombre de familles souveraines sont affligées
de ces est connu depuis longtemps et l'on parle couram
ment du « nez des Bourbons », de la « lèvre des Habsbourg », mais
on n'a jamais essayé de faire une revision « graphique » de ces
assertions.
Or il se trouve qu'en parcourant la série des portraits admirable
ment reproduits dans le volume du Dr Galippe on se persuade vite
de la persistance de certains caractères dans certaines familles.
Ces caractères sont nombreux : nez démesurément long, lèvre
inférieure très grosse, lippue; menton très grand, très haut; exor-
bitisme; béance de la bouche avec faciès adénoïdien; enfin la pro
jection [»lus ou moins forte du maxillaire inférieur en avant, de
façon à ce que, la bouche fermée, les dents inférieures se placent
au devant des dents supérieures. C'est surtout ce caractère de
« prognathisme inférieur » qu'étudie le Dr Galippe à travers la
maison des Habsbourg avec toutes ses branches qui ont fourni tant
de rois et de princes à l'Autriche, à l'Allemagne, à l'Angleterre, à
la France, à l'Espagne, à l'Italie.
La légende de presque tous les portraits donnés par le Dr Galippe
porte l'indication « prognathisme inférieur », mais il s'en faut que
tous les portraits justifient cette légende; ils ne sont pas persuasifs
au même degré. Si le est faible, il est bien difficile de
le constater sur un portrait de face ou de trois quarts; seul le profil
donne une indication nette. Or il est possible que le savant auteur
ait eu d'autres documents sous la main ou d'autres raisons pour
appliquer à certains personnages le titre de prognathe inférieur,
mais ni moi-même, ni plusieurs personnes auxquelles j'ai montré
les portraits, n'ont pu reconnaître le prognathisme parmi certains
d'entre eux; je citerai au hasard les nos 34, 67, 93, 94, 97, 138,
193, 207, 242, 264, 266, 267, 270, qui sont dans ce cas. Il aurait été
intéressant d'établir la proportion de prognathes par rapport au
nombre total d'examinés, mais cela est impossible car nous ne
possédons pas les portraits de tous les membres de la maison de
Habsbourg, ou du moins il faudrait un travail de recherches fo
rmidable pour réunir une pareille collection de portraits. Et encore,
faudrait-il avoir des portraits non flattés, des portraits d'où la
convention serait bannie, des portraits représentant tous les
personnages dans la même attitude, par exemple de profil!
C'est en envisageant toutes ces difficultés qu'on peut s'étonner 484 REVUES GÉNÉRALES
du courage, de la persévérance et de la masse du travail que
M. Galippe a dû développer pour arriver au résultat voulu. N'oublions
pas non plus l'aide efficace que lui a prêté dans cette circonstance
M. Bouchot, le savant conservateur des estampes de la Bibliothèque
Nationale.
Quant à la question de savoir jusqu'à quel point les stigmates
sont liés à la dégénérescence psychique, elle n'est traitée qu'acces
soirement dans le volume.
D'ailleurs ici la tâche devient beaucoup plus difticile. Comment
établir des diagnostics, juger le caractère, les actes des hommes
qui ont vécu il y a plusieurs siècles, quand ces mêmes choses sont
si difficiles déjà à établir pour nos contemporains? Force est donc
de n'attribuer à ce genre de travaux qu'une valeur relative tout en
reconnaissant qu'ils exigent un grand effort, une sagacité à toute
épreuve, un esprit critique toujours en éveil, et un tact parfait.
Puis il y a la question de généalogie, très difficile, où les histo
riens eux-mêmes s'embrouillent parfois. Un des premiers socio
logues qui a voulu mettre à profit les renseignements généalo
giques, le Dr Jacoby, a fait de nombreuses fautes qui ont été relevées
dans un ouvrage spécial par le Dr N/EGEli-Akerblom. Ce dernier a
cru devoir les reproduire dans une 2° édition à propos de la publica
tion du volume du Dr Galippe, en y ajoutant d'autres observations se
rapportant à ce livre même. Il appuie, entre autres, sur le fait que
les généalogistes des familles princières ont en vue surtout la de
scendance mâle, sans s'occuper souvent des lignées par les femmes,
qui n'ont pas souvent d'intérêt pour les historiens, mais qui ont la
même valeur que les lignées mâles pour les biologistes. Ainsi on dit
souvent que telle famille s'est éteinte; cela veut dire simplement
qu'il n'y a pas eu de descendants mâles, porteurs du nom. En
réalité, fréquemment ces familles se continuent, souvent mieux
que les autres, par la descendance féminine, seulement l'histoire
ne s'en occupe plus.
N'étant pas historien ni généalogiste, il m'est difficile de juger la
valeur des critiques du Dr Nœgeli-Akerblom. Tout ce que je puis
dire c'est qu'elles affaiblissent peut-être les preuves pour certains cas
de dégénérescence psychique des familles régnantes, mais qu'elles
laissent subsister quand même les preuves de la persistance de
certains stigmates dont quelques-uns, notamment le prognathisme
inférieur, ont été signalés chez les Habsbourg par M. Naegeli lui-
même. Ces stigmates ont été mis en évidence surtout par l'excellente
série de portraits publiés par le Dr Galippe, et qui peuvent servir
de première base pour les études plus détaillées, généalogiques et
iconographiques, qui nous donneront un jour la réponse plus nette
sur la coïncidence ou la non-coïncidence de certains stigmates
avec certains types psychiques, quoique M. Galippe lui-même
incline déjà dès maintenant à nier cette concordance ou plutôt à
désigner sous le nom de dégénérescence le développement exagéré
de certaines parties de l'organisme comme de certaines fonctions
dans n'importe quel sens. Les tara seraient ainsi liées soit à une DENIKER. — REVUE D ANTHROPOLOGIE 485 J.
infériorité psychique marquée, soit à une supériorité morale ou
intellectuelle très accentuée. Les idiots et les génies peuvent avoir
la même tare.
Grâce à l'aimable permission de la maison Masson et Cie, je
reproduis ici quelques-uns des portraits du livre de M. €alippe,
pour montrer que si certains ne laissent aucun doute sur le pro
gnathisme inférieur (fig. 1) des personnages qu'ils représentent,
d'autres, au contraire, paraissent ne pas trahir cette tare, qu'il
Fig. 1. — Charles-Emmanuel Ier, duc de Savoie.
s'agisse des figures normalement développées (flg. 2), ou des figures
ayant le nez trop long (fig. 3), ou le menton trop haut (fig. 4), ou d'autres stigmates. Je choisis exprès les figures de profil, car
elles sont plus caractéristiques que celles de face ou de trois-quarts.
2. Hérédité comparée des caractères somatiques et des caractères psy
chiques. — La comparaison de l'hérédité psychique avec l'hérédité
somatique est une question très épineuse et difficile. M. Pearson
l'a prise comme sujet de la conférence Huxley, qu'il a été appelé à
faire à Londres en 1903, et l'a résolue, du moins en partie, en résu
mant ses dernières recherches qui ont pour but de donner la
mesure, en quelque sorte, du degré de l'hérédité des caractères

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