A ma Marraine
A mes Parents
A mon Maître et Président de Thèse, Monsieur le Professeur R.
TURBIN,
Professeur de la Chaire de Thérapeutique de la Faculté de Médecine de
Paris, Médecin Chef de l'Hôpital St Louis, Officier de la Légion
d'Honneur,
Qui m'a accueilli dans son service,
Qui m'a inspiré ce travail, continuation de ses recherches
antérieures,
Qui m'a fait le grand honneur de vouloir bien présider cette
thèse,
En hommage de ma plus profonde reconnaissance, et en témoignage de mon
respectueux attachement.
A mes Maîtres dans les Hôpitaux de Paris,
Monsieur le Professeur FIESSINGER (in memoriam),
Monsieur le Professeur MONDOR,
Monsieur le Docteur LEGER, Professeur agrégé,
Monsieur le Docteur LECHELLE, Médecin des Hôpitaux.
A mes Maîtres en l'Hôpital d'Etampes,
Monsieur le Docteur TOUZE,
Monsieur le Docteur THIERRY,
Monsieur le Docteur CALLEY,
Monsieur le Docteur PELLETIER,
Qui ont bien voulu guider mes premiers pas dans l'exercice de la
Médecine avec une si amicale bienveillance.
A mes collègues d'Internat en l'Hôpital d'Etampes
Hélène BAILLY, Jean DESCOEURS, Jeanine HODE, Hubert LARRIEU, François
QUILLICI et Brigitte WAQUET,
en amical souvenir.
Haut
Préambule
Au seuil de ce travail nous tenons à exprimer notre reconnaissance à
toutes les personnes qui nous ont permis de l'entreprendre et de le mener à
bien.
Tout d'abord notre gratitude se porte vers notre Maître, Monsieur le
Professeur TURPIN, qui nous a indiqué ce travail et nous a constamment
encouragé de ses précieux conseils mettant à notre disposition les
inépuisables ressources de son savoir et de sa bienveillance.
Nous remercierons ensuite bien cordialement notre ami le Docteur
SCHUTZENBERGER, qui a contrôlé et dirigé notre étude et dont l'esprit
scientifique nous a évité bien des erreurs d'interprétation.
Enfin, notre ami mathématicien le Professeur LECHENET, a bien voulu
envisager pour nous les diverses méthodes de calcul applicables au délicat
problème de statistique qui nous était posé.
Qu'il nous soit enfin permis d'adresser tous nos remerciements au
personnel de l'Institut national de la Statistique, dont l'amabilité et la
compétence nous ont grandement aidé dans notre tache.
Que toutes ces personnes trouvent ici, comme un hommage à leur aide,
les résultats d'une enquête que seul leur concours nous a permis de
réaliser.
Haut
Chapitre premier : Historique
Les phénomènes de multiparité ont, de tout temps, vivement attiré
l'attention, et suscité la curiosité. L'extraordinaire ressemblance qui
existe entre jumeaux monozygotes a profondément frappé les littérateurs et
les dramaturges et, depuis les Ménechmes de Plaute et son Vopiscus, d'ailleurs
perdue on rencontre une telle profusion d'ouvrages sur ce thème : " Sosies,
quiproquos, reconnaissances " qu'il est impossible, non seulement de les citer,
mais même de les dénombrer.
Les philosophes se sont intéressés eux aussi à ce mode inhabituel de
reproduction. Aristote ne dit-il pas : " Quelquefois les femmes mettent au
monde trois ou même quatre enfants ; le nombre le plus élevé constaté est
de cinq et il en a été témoigné à diverses reprises. On cite une femme qui
avait eu vingt enfants en quatre couches ; chaque fois elle en avait eu cinq et
la plupart vivaient ".
Depuis ces temps l'on rencontre dans les divers écrits des
observations aussi stupéfiantes que peu croyables et que cependant tous les
auteurs traitant de la gémellité se font aucun scrupule de rapporter
pieusement :
Telle l'histoire rapportée par SUE en 1779 dans son " Essai
Historique littéraire et critique sur les accouchements " : " Ménage nous
apprend qu'un petit bourgois de Paris nommé Brunet eut de sa femme vingt et un
enfants en sept années de suite ; on doutait lequel des deux contribuait le
plus à cette espèce de miracle, mais il abusa d'une jeune servante, laquelle au
bout de neuf mois accoucha de deux enfants mâles. Ce fait fut retenu comme
preuve par le tribunal pour la recherche de la paternité ".
Telle encore l'histoire de Wassilieff qui aurait eu de sa première
femme soixante neuf enfants en vingt sept couches (quatre quadruples, sept
triples et seize doubles) et de sa seconde femme encore seize enfants en deux
couches triples et cinq doubles ; en tout quatre vingt cinq enfants dont
quatre-vingt quatre vivaient ??.
Ou encore celle de Kinloff présenté à la grande Catherine,
impératrice de Toutes les Russies, en 1753, et qui aurait eu d'une première
femme cinquante sept enfants en vingt et une couches et d'une seconde quinze
enfants en sept couches.
De même Ambroise Paré se fait le rapporteur dans son " De la
Génération" (chapitre 44) d'histoires aussi merveilleuses que fantaisistes
(ces écrits sont certainement apocryphes).
On voit donc que, malgré l'intérêt suscité, il faut attendre une
période très récente ( fin du XIXe siècle) pour que la multiparité
devienne un phénomène étiqueté et scientifiquement contrôlé et, par
conséquent, statistiquement utilisable.
En effet, seule la publication annuelle des mouvements de la
population des divers pays du monde, nous fournit une information
suffisamment claire et précise.
C'est grâce à ces documents, que nous avons pu réunir un nombre,
suffisamment important de grossesses doubles, triples, et quadruples, pour que
les chiffres ainsi trouvés aient une valeur statistiquement significative.
Haut
Chapitre II : résultats de l'enquête
Depuis le 11 janvier 1937, date à laquelle le Professeur TURPIN
signalait que la proportion des garçons dans les naissances gémellaires
était sensiblement plus basse que dans les naissances simples (note à
l'Académie des Sciences - Tome 204 p.161) de nombreux travaux (Strandskov,
Herluf et Siemens) ont été publiés sur cette question et, la régression de
l'indice de la masculinité dans les grossesses multiples est maintenant un
fait statistiquement prouvé.
Cependant, étant donné le petit nombre de naissances quadruples dont
disposaient les auteurs, un travail plus spécialement axé sur les quadruplés
a semblé souhaitable et c'est pourquoi dans le cours de cette thèse, nous
présenterons des chiffres mondiaux, malheureusement encore insuffisants. En
effet, nous avons oolligé dans les différents registres des mouvements de la
population de chaque pays, toutes les grossesses quadruples dans lesquelles le
sexe des enfants était spécifié, à l'exclusion des autres qui ne pouvaient
nous être utiles.
Au cours de notre travail, dans les quatre pays du monde qui
présentent un mouvement de population clairement traité, suivi année par
année, sans interruption, et sans omission (il s'agit de l'Allemagne, de
l'Autriche, de l'Italie et de la France), nous avons relevé au passage les
chiffres se rapportant au jumeaux et aux triplés.
La rareté des quintuplés ne nous permet pas, quoique nous en ayons
rencontré plusieurs pendant nos recherches (y compris évidemment les 5
Dionne) de publier des chiffres ayant une valeur statistique.
Présentation des chiffres :
FRANCE (1899-1945)
Mouvement de la population
Statistique générale de la France
Nombre total de naissances : 33.128.557
Naissances doubles : 361.490
donnant 367 197 M
et 355 783 F
réparties ainsi : MM 121.761
MF 123.675
FF 116.054
Naissances triples : 1.995
donnant 2.924 M
et 3.061 F
réparties de la façon suivante :
MMM 463
MMF 504
MFF 527
FFF 501
(1860-1949)
Naissances quadruples : 49
donnant 116 M
et 80 F
réparties de la façon suivante :
MMMM 15
MMMF 8
MMFF 13
MFFF 6
FFFF 7
A ces chiffres nous ajouterons 19 naissances quadruples ayant donné
51 M et 25 F (le sexe des enfants n'est pas indiqué séparément pour chacune
de ces grossesses).
AUTRICHE (I896-1906)
Ztat.Zentral Komission
Bewegung der Bevölkerung
Nombre total de naissances : 13.537.453
Naissances doubles : 187.687
donnant 191.515 M
et 183.859 F
réparties ainsi : MM 61.099
MF 69.317
FF 57.271
Naissances triples : 2.018
donnant 2.932 M
et 3.122 F
réparties do la façon suivante :
MMM 481
MMF 480
MFF 529
FFF 528
Naissances quadruples : 21 donnant 37 M et 47 F
réparties de la façon suivantes MMMM 3
MMMF 4
MMFF 6
MFFF 1
FFFF 7
A ces chiffres nous ajouterons les grossesses quadruples, ayant donné
17 M et 23 F (le sexe des enfants n'est pas indiqué séparément pour chacune
de ces grossesses).
ITALIE (1876-1942)
Dire. Gen. della statist.
Movimento della popolazione.
Nombre total des naissances : 41.225.841
Naissances doubles : 503.798
donnant 516.537 M et 491.059 F.
réparties ainsi : MM 166.689
MF 183.159
FF 153.950
Naissances triples : 5.930
donnant 8.955 M et 8.835 F
réparties ainsi : MMM 1.387
MMF 1.607
MFF 1.580
FFF 1.356
Naissances quadruples : 111
donnant 211 M et 233 F
réparties de la façon suivante : MMMM 19
MMMF 16
MMFF 36
MFFF 15
FFFF 25
ALLEMAGNE (1907-1938)
Statist. Reichsammtlung
Bewegung der Bevölkerung
Nombre total des naissances : 45.834.810
Naissances doubles : 561.271
donnant 573.601 M et 548.941 F
réparties ainsi : MM 183.479
MF 206.643
FF 171.149
Naissances triples : 5.639
donnant 8.305 M et 8.612 F
réparties de la façon suivante : MMM 1.361
MMF 1.401
MFF 1.420
FFF 1.457
Naissances quadruples : 63
donnant 112 M et 140 F
réparties de la façon suivante MMMM 6
MMMF 16
MMFF 14
MFFF 12
FFFF 15
A ces chiffres nous ajouterons 15 naissances quadruples ayant donné
19 M et 41 F (le sexe des enfants n'est pas indiqua séparément pour chacune
de ces grossesses).
- Pour les pays suivants nous n'avons relevé que les grossesses
quadruples :
CANADA
- Vital Statistics
Bureau fédéral de la Statistique
Naissances quadruples 3 donnant 1 M 11 F
réparties de la façon suivante 1 M 1 et 4 F 2
ROUMANIE - Ministère de l'Agriculture
Miscarea populatione
Naissances quadruples 3 donnant 4 M et 8 F
réparties de la façon suivante : 3 M 1, 1 M 1, 4 F 1
DANEMARK - Statist. Départ.
Aegtoskaber fodte og dode
Une naissance quadruple de 2 M et 2 F
TCHECOSLOVAQUIE - Office de statistiques
Pohyb obyvatelstva
Naissances quadruples 10 donnant 21 M et 19 F
réparties de la façon suivante 4 M 2, 3 M 3, 2 M 1, M 2, 4 F 2
BULGARIE - Direction générale de la Statis.
Mouvement de la population
Naissances quadruples 21 donnant 40 M, 44 F
réparties de la façon suivante 4 M 3, 3 M 4, 2 M 5, M 6, 4 F 3
GRECE - Ministère de l'Economie Nationale
Mouvement de la population
Naissances quadruples 2 donnant 6 M et 2 F
réparties de la façon suivante : 4 M 1, 2 M 1
A ces chiffres nous ajouterons 3 grossesses quadruples ayant donné 5
M et 7 F. (Le sexe des enfants n'est pas indiqué séparément pour chacune de
ces grossesses).
ANGLETERRE - Vital statistics
Statistique générale.
Naissances quadruples 15 donnant 26 M, 34 F
réparties de la façon suivante : 4 M 1, 3 M 3, 2 M 5, M 3, 4 F 3
U.S.A. - Birth Stilbirth and infant mortality
Bureau of census.
Naissances quadruples 48 donnant 100 M, 92 F
réparties de la façon suivante : 4 M 12, 3 M 7, 2 M 12, M 7, 4 F 10
N . B. - Ces chiffres qui donnent un indice de la Masculinité
nettement supérieur à 0,50 sont en contradiction formelle avec ceux publiés
par Mr. Strandskov en 1946. Cet auteur rapporte en effet 64 cas de naissances
quadruples avec un indice de masculinité égal à 0.46.
Nous considérerons donc nos propres chiffres comme incomplets et ne
reflétant pas la constitution des quadruplets américains, et nous n'en
tiendrons par conséquent pas compte.
Nous avons enregistré d'autre part les résultats suivants sur la
mortinatalité des triplés en France de 1926 à 1945.
Nombre d'enfants nés de naissance triple : 4.689
dont 1.794 M vivants et 5o3 mort-nés
et 1.991 F vivantes et 401 mort-nées soit une mortinatalité de 21 %
pour les mâles et de 16,8 % pour les femelles.
Il est évident que ces résultats ne jouent pas dans nos statistiques
car tous les chiffres que nous indiquons s'entendent mort-nés compris.
Cependant, cette différence est à retenir, car, l'on en pourrait inférer que
le processus des fausses-couches très précoces (avant le deuxième mois) peut
suivre le même pourcentage, ce qui expliquerait en partie la régression de
l'indice de la masculinité.
Nous nous proposerons dans les chapitres suivants d'étudier
systématiquement et séparément les jumeaux, les triples et les
quadruplés.
NOTA BENE - Les pays suivants-: Australie, Belgique, Brésil,
Russie, Japon, Inde, Chine, Indochine, Portugal, Pologne, Yougoslavie,
Venezuela, Turquie, Espagne, Finlande, Norvège, Suède, Lettonie, Lithuanie,
Esthonie, Hongrie, Suisse, Bolivie, Mexique, Chili, République Argentine,
n'ont pas publié sur ce sujet, de statistiques utilisables.
Haut
Chapitre III : les jumeaux
Les jumeaux, vrais ou faux, c'est à dire mono ou di-zygotes, ont été
longuement étudiés par de nombreux auteurs et les influences diverses qui
s'exercent sur les mécanismes dont ils découlent ont été le sujet de
remarquables travaux. L'on sait en effet depuis WEINBERG, (1901), que si un
phénomène de double ovulation combiné avec une double fécondation
simultanée était seul en cause, les fréquences des trois types de paires
gémellaires (MM), (MF), et (FF) devraient être entre elles comme les
expressions :
(P2) (2p (1-p)) et (1-p)2
dans lesquelles p représente le taux de masculinité dans la
population envisagée.
Or, en première approximation, ces fréquences sont toutes égales à
1/3 et l'on est amenée par des considérations biologiques sur lesquelles nous
n'avons pas à nous étendre, à considérer que cette discordance provient de
l'existence de gémellités monozygotes résultant du clivage précoce d'un
seul et même œuf. De même, si l'on considère non plus seulement les
naissances doubles, mais les naissances triples et quadruples, on constate en
première approximation que les fréquences de chacun des types sont les mêmes
et non pas proportionnelles aux termes du développement du binôme (p +
q)n .
De fait, si l'on s'adresse à des échantillons suffisamment nombreux,
l'on s'aperçoit, comme l'ont signalée il y a quelques années, le Professeur
TURPIN, et, plus récemment, STRANDSKOV et ses collaborateurs, que la
masculinité n'est pas rigoureusement la même dans les naissances multiples,
mais décroît assez régulièrement avec le degré de multiplicité ; à partir
des naissances triples le nombre moyen des garçons est inférieur à celui des
filles.
La constatation de ce double mécanisme : polyovulation et
polyembryonie, rendrait donc souhaitable que le diagnostic du type de
gémellité effectué sur chaque paire permit de séparer dans les statistiques
les grossesses de type différent.
Mais d'une part, les naissances multiples sont rares :
Une naissance double pour quatre vingt dix simples
Une naissance triple pour quatre vingt dix doubles
Une naissance quadruple pour quatre vingt dix triples
Une naissance quintuple pour quatre vingt dix quadruples
(selon une relation empirique que l'on appelle souvent : "Loi de
HELLIN").
D'autre part il est indispensable d'utiliser plusieurs centaines
d'observations, sinon plusieurs milliers, pour avoir une précision suffisante
dans les études que nous avons en vue. II est donc clair que ce diagnostic de
gémellité déjà long et délicat à l'échelle individuelle, devient à peu
près impraticable à l'échelle de ces travaux presque démographiques. II n'a
donc pas été possible d'utiliser autre chose dans la plupart de ces
enquêtes, la nôtre y compris, que la distinction des paires gémellaires
suivant le sexe des enfants qui les constituent.
Grâce à un artifice très simple dû à WEINBERG, il est cependant
possible de corriger en partie les effets de ce manque d'information : les
paires gémellaires constituées par deux enfants de sexe opposé étant
nécessairement des paires dizygotes, elles permettent une estimation de la
fréquence des autres types de paires dizygotes et l'on peut, par soustraction,
retrancher leur effet des courbes ou des moyennes relatives aux paires
constituées par des enfants de même sexe. On obtient ainsi une image plus
fidèle de ce qui revient à la seule gémellité uniovulaire qui représente
environ trente pour cent des grossesses gémollaires.
C'est par un artifice de calcul basé sur les mêmes données que le
Professeur TURPIN, se basant sur l'étude des jumeaux Français de 1920 à 1930,
l'année 1927 exceptée, démontre en 1937 :
1) Que le nombre des naissances M est d'une façon constante plus bas
dans les accouchements gémellaires que dans les accouchements simples.
2) Que ce sont les gémellités dizygotes qui abaissent le nombre des
M issue des naissances gémellaires
3) Que le nombre des naissances mâles (M) décroit d'autant plus que
l'âge de la mère s'écarte de la période de l'existence la plus favorable à
la fécondité, c'est à dire au dessous de vingt ans et surtout au dessus de
quarante ans.
(note à l'Académie des Sciences - Extrait du compte-rendu de la
séance du 11 janvier 1937. Tome 204, page 151).
Ces calculs recoupés par ceux de STRANDSKOV en 1946 sont pleinement
applicables aux chiffres, relevés par nous, que nous consignons dans le
tableau, suivant. ( p. 29)
L'indice de la masculinité calculé pour ces cas est de : I.M. = 0,
51071
Nous rapprocherons ces chiffres de ceux obtenus par STRANDSKOV aux
U.S.A. pour les années 1922 à 1936 :
Indice de la masculinité : 0,50849
Pourcentage de monozygotes : 32 % ± 0,4
Pays | NG | M | F | MM | MF | FF |
Autriche
1896-1906 | 187.687 | 191.515 | 183.859 | 61.099 | 69.317 | 57271 |
Italie
1876-1942 | 503.798 | 516.537 | 491.059 | 166.689 | 183.159 | 153.950 |
France
1899-1949 | 361.460 | 367.197 | 355.783 | 121.761 | 123.675 | 116.054 |
Allemagne
1907-1938 | 561.271 | 573.601 | 548.941 | 183.479 | 206.643 | 171.149 |
Totaux | 1.614.246 | 1.648.850 | 1.579.642 | 533.028 | 582.794 | 498.424 |
Haut
Chapitre IV : les triplésHaut
I - Répartition théorique du sexe à la naissance, selon
le mode embryologique du triplet.
Nous proposant de reprendre au sujet des grossesses triples
l'hypothèse de calcul que WEINBERG appliqua aux grossesses gémellaires, nous
allons d'abord étudier la répartition théorique du sexe à la naissance selon
le mode embryologique.
Le mécanisme génétique de la production de triplets, plus
complexe évidemment que celui de jumeaux, ressort de trois modes
fondamentaux.
Premier mode - : Mono-ovulation, Triembryonie.
Un ovule fécondé par un spermatozoïde (M ou F) se divise en trois
embryons obligatoirement du même sexe.
La répartition du sexe à la naissance sera donc :
M M M 50 % - F F F 50 %, sans jamais de combinaisons mixtes.
Second mode : Di-ovulation, plus Di-embryonie
Deux ovules fécondés séparément et simultanément par deux
spermatozoïdes mâles ou femelles donnent, l'un un seul embryon, l'autre deux
embryons, obligatoirement du même sexe.
On peut avoir les combinaisons suivantes :
M M-M 25 % ; M F-F 25 % ; F M-M 25 % ; F F-F 25 %
Troisième mode : Tri-ovulation
Trois ovules fécondés séparément et simultanément par trois
spermatozoïdes (M ou F) se développent en trois embryons.
Le développement du binôme du troisième degré :
(A+B)3 = A3 + 3 A2B + 3 AB2
+ B3
nous permet de calculer la répartition probable.
Nous aurons donc :
MMM 12,5 % ; MME 37,5 % ; MFF 37,5 %, FFF 12,5%
Nous allons résumer dans le tableau suivant les répartitions
théoriques possibles des triplets.
| M M M | MMF | MFF | FFF |
1er mode | 50 % | | | 50 %
|
2è mode | 25 % | 25 % | 25 %
| 25 % |
3è mode | 12,5 % | 37,5 % | 37,5 %
| 12,5 % |
Dans un second tableau nous présentons les chiffres recueillis au
cours de notre enquête.
Pays | NG | M | F | MMM | MMF | MFF | FFF |
Autriche
1896-1908 | 2.018 | 2.932 | 3.122 | 481 | 480 | 529 | 528 |
Italie
1876-1942 | 5.930 | 8.955 | 8.835 | 1.387 | 1.607 | 1.580 | 1.356 |
France
1889-1927 | 1.995 | 2.924 | 3.061 | 463 | 504 | 527 | 501 |
Allemagne
1907-1938 | 5.639 | 8.305 | 8.612 | 1.361 | 1.401 | 1.420 | 1.457 |
Totaux | 15.582 | 23.116 | 23.630 | 3.692 | 3.992 | 4.056 | 3.842 |
Nous allons chercher par la comparaison de ces deux tableaux à déterminer la fréquence respective de chacun des trois modes
génétiques.
Haut
II. Discussion mathématique
Pour que la comparaison entre les deux tableaux précédents soit
possible, il faut que le nombre des M M M soit égal au nombre des F F F et
celui des M M F égal à celui des M F F. Nous prendrons donc, comme valeur de
ces deux termes, la moyenne arithmétique des chiffres obtenus par l'enquête
soit :
MMM = 3 767 = FFF, soit 24,2 %
MMF = 4 024 = MFF, soit 25,8 %
En nous reportant aux fréquences (calculées en % dans notre
tableau théorique) des quatre combinaisons possibles du sexe, selon le mode
génétique, et en appelant a, b, c, les pourcentages respectifs selon lesquels
les trois modes 1, 2, 3 entrent en jeu nous pouvons écrire :
(1) a + b + c = 100
(2) a/2 + b/4 + c/8 = 24,2
(3) b/4 + 3 c/8 = 25,8
De ce système à trois inconnues, défini par trois équations dont
l'une est la conséquence des deux autres, on ne peut tirer que les
inégalités suivantes :
a plus petit que 31
b plus petit que 93,6
c plus petit que 68
(il est évident que a, b, c sont obligatoirement +).
On ne peut donc déterminer dans quelle mesure les trois modes
génétiques possibles entrent en jeu. Cependant étant donnée la valeur
maxima de a = 3l on peut affirmer qu'il y a au plus, et vraisemblablement moins
de 31 % de monozygotes purs dans les grossesses triples.
Indice de la masculinité
pour les 46.746 enfants résultats des 15.582 grossesses triples
rapportées, l'indice de la masculinité est de :
I.M. = 0.49407
Reprenant l'étude de notre tableau nous constatons que le chiffre
le plus faible porte sur les triplets MMM. Etant donné la notable différence
qui existe entre MMM et FFF nous pensons qu'il est logique de supposer que le
phénomène global de diminution de l'indice de masculinité est déterminé
surtout par la déficience du nombre des triplets MMM par rapport à celui des
triplets FFF.
Haut
Chapitre V : les quadruplésHaut
I. Répartition théorique du sexe à la naissance selon
le mode embryologique du quadruplet.
Reprenant, au sujet des grossesses quadruples, les mêmes
hypothèses de calcul déjà appliquées aux grossesses triples, nous allons
étudier d'abord la répartition théorique du sexe à la naissance selon le
mode embryologique.
Le mécanisme génétique de la production de quadruplets ressort de
cinq modes fondamentaux.
Premier mode - Mono-ovulation, tétra-embryonie.
Un ovule fécondé par un spermatozoïde (mâle ou femelle) se
clive on quatre embryons obligatoirement du même sexe.
La répartition des sexes sera donc :
M M M M 50 %
F F F F 50 % sans jamais de combinaisons mixtes.
Second mode - Di-ovulation plus tri-embryonie
Deux ovules fécondés simultanément mais séparément par deux
spermatozoïdes (mâles ou femelles), donnent, l'un, un seul embryon ; l'autre
se divisant en trois embryons obligatoirement du même sexe.
On peut avoir les combinaisons suivantes : M + M-M-M ou F-F-F et F +
M-M-M ou F-F-F
La répartition à la naissance se fera donc de la façon suivante
:
M M M M 25 %
M M M F 25 %
M F F F 25 %
F F F F 25 % sans jamais la combinaison :
M M F F soit 0 %.
Troisième mode - Di-ovulation plus di-embryonie double.
De deux ovules fécondes séparément et simultanément par deux
spermatozoïdes (M ou F) l'un et l'autre se clivent chacun en deux embryons
obligatoirement de même sexe. Les combinaisons possibles sont les suivantes
:
M-M + M-M ou F-F et F-F + F-F ou M-M
La répartition sera donc la suivante :
M M M M 25 %
M M F F 50 %
F F F F 25 %
sans jamais les combinaisons :
M M M F soit 0 %
M F F F soit 0 %
Quatrième mode - Tri-ovulation plus di-embryonie simple.
De trois ovules fécondés séparément et simultanément par trois
spermatozoïdes (M ou F) deux évoluent normalement donnant chacun un embryon,
le troisième se clivant on deux embryons obligatoirement de même sexe.
M M + M-M ou F-F et M F + M-M ou F-F
ou encore F F + M-M ou F-F et F M + M-M ou F-F
La répartition se fera donc de la façon suivante :
M M M M 12.5 %
M M M F 25 %
M M F F 25 %
M F F F 25 %
F F F F 12,5 %
Cinquième mode - Tétra-ovulation .
Quatre ovules fécondés simultanément et séparément par quatre
spermatozoïdes (M ou F) donnent chacun un embryon.
Le développement du binôme du quatrième degré :
(A+B)4 = A4+4A3B +
6A2B2 + 4 AB3 + B4
nous permet de calculer la fréquence des diverses répartitions
possibles ; on aura donc :
M M M M 6,25 %
M M M F 25 %
M M F F 37,5 %
M F F F 25 %
F F F F 6,25 %
nous allons récapituler dans le tableau suivant les fréquences
probables des divers types de quadruplets selon le mode embryologique.
Mode embryologique | MMMM | MMMF
| MMFF | MFFF | FFFF |
I Mode | 50 % | 0 % | 0 % | 0 %
| 50 % |
II Mode | 25 % | 25 % | 0 %
| 25 % | 25 % |
III Mode | 25 % | 0 % | 50 %
| 0 % | 25 % |
IV Mode | 12,5% | 25 % | 25 %
| 25 % | 12.5 % |
V Mode | 6,25% | 25 % | 37,5
% | 25 % | 6,25 % |
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II. Constatations statistiques
Nous rapprocherons de ces fréquences théoriques, les résultats de
notre enquête sur les quadruplés dans les dix pays possédant une statistique
utilisable.
Ces résultats sont consignés dans le tableau suivant :
Pays | N G | MMMM
| MMMF | MMFF | MFFF | FFFF | TM | TF
|
Italie 70 ans | 111 | 19 | 16
| 36 | 15 | 25 | 211 | 233 |
Autriche 14 ans
| 21 | 3 | 4 | 6 | 1 | 7 | 37 | 47 |
Canada 10 ans
| 3 | 0 | 0 | 0 | 1 | 2 | 1 | 11 |
Roumanie 21 ans
| 3 | 0 | 1 | 0 | 1 | 1 | 4 | 8 |
Danemark
| 1 | 0 | 0 | 1 | 0 | 0 | 2 | 2 |
Tchécoslovaquie
| 10 | 2 | 3 | 1 | 2 | 2 | 21 | 19 |
Bulgarie
| 21 | 3 | 4 | 5 | 6 | 3 | 40 | 44 |
Grèce
| 2 | 1 | 0 | 1 | 0 | 0 | 6 | 2 |
Allemagne
| 63 | 6 | 16 | 14 | 12 | 15 | 112 | 140 |
Angleterre
| 15 | 1 | 3 | 5 | 3 | 3 | 26 | 34 |
Totaux
| 250 | 35 | 47 | 69 | 41 | 58 | 460 | 540 |
à ces chiffres nous devrons ajouter : 28 naissances quadruples ayant
donné 41 M et 71 F.
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III. Examen des chiffres obtenus - Discussion
mathématique
Comme nous l'avons fait pour les triplés nous allons comparer d'une
part les fréquences théoriques (indiquées en % dans notre tableau) des
différents types de répartition du sexe selon le mode génétique, et d'autre
part les chiffres fournie par notre enquête.
Pour que cette comparaison soit possible, il faut évidemment que le
nombre dos MMMM soit égal à celui des TFFF et que celui des MMMF soit égal à celui dos MFFF. Nous prendrons donc pour valeur de ces termes la moyenne
arithmétique des chiffres rapportés, qui, une fois convertie en pourcentage
nous donnera :
MMM = 19 % = FFFF
MMMF = 17,5 %= MFFF
MMFF = 27 %
nous pouvons donc écrire, en appelant a, b, c, d, e, les
pourcentages respectifs selon lesquels les modes génétiques I, II, III, IV et
V entrent en jeu :
(l) a + b + c + d + e = 100
(2) a/2 + b/4 + c/4 + d/8 + e/16 = 19
(3) b/4 + 2d/8 + 4e/16 = 17,5
(4) c/2 + 2d/8 + 6e/16 = 27
de ce système à cinq inconnues, défini par quatre équations, dont
l'une est la conséquence des deux autres, il n'est pas possible de tirer autre
chose que les inégalités suivantes :
a compris entre 11 et 29
b compris entre 22 et 38
c plus petit que 30
d compris entre 48 et 70
e compris entre 32 et 70
on ne peut donc déterminer exactement dans quelles proportions les
différents mécanismes embryologiques possibles entrent en jeu, mais l'on peut
affirmer cependant :
- les modes n° IV (triovulation + di-embryonie simple) et n° V
(quadriovulation + ) sont certainement les plus fréquents, sans qu'il soit
possible d'indiquer lequel l'emporte sur l'autre.
- la valeur de a, compris entre 11 et 29 prouve qu'il ne peut y
avoir plus de 29 % d'uniovulaires dans les quadruplés.
Indice de la masculinité
si nous additionnons les 250 grossesses quadruples données dans
notre tableau et les 28 signalées ensuite (dans ces 28 cas le sexe des enfants
n'était indiqué que globalement) nous disposons d'un lot de 278 naissances
quadruples ayant donné 501 M et 611 F, soit 1.112 enfants. L'indice de la
masculinité est de : I.M. = 0.45053
d'autre part, si nous envisageons les résultats partiels, nous
constatons que pour 58 quadruplets FFFF on n'en relève que 35 MMMM. Cette
différence, très importante malgré le petit nombre d'observations dont nous
disposons, est statistiquement significative. Il semble en effet certain que le
taux de masculinité exceptionnellement bas de ces grossesses soit dû
uniquement au déficit énorme des quadruplets MMMM.
Plusieurs explications de ce phénomène peuvent être proposées
:
1. L'oeuf femelle a une plus grande tendance à la polyembryonie que
l'oeuf mâle. A ce propos, nous rappellerons la statistique de FORSTM (cité
par SCHWALBE l907) qui sur 355 cas de monstres doubles relève 232 FF contre
123 MM.
2. La mortinatalité des mâles est plus grande que celle des
femelles et l'on en peut inférer que, dans les quelques semaines qui suivent
la fécondation, il y a plus de mâles éliminés que de femelles. C'est
l'opinion à laquelle se range STRANDSKOV (Am. J. Phys. Anthropology N.S. v.4
N° 4. Déc. 46 pages 491/502).
3. La polyovulation s'étendant sur plusieurs jours, l'avantage de
rapidité de déplacement que possède le spermatozoïde mâle (par rapport au
spermatozoïde femelle) peut s'annuler. La polyzygotie entrainerait ainsi une
régression de la masculinité comme le démontrait le professeur TURPIN dans
sa communication déjà citée.
A ce propos nos discussions mathématiques, pour peu précises
qu'elles soient, nous permettent d'affirmer que le pourcentage du processus
polyembryonique régresse avec le degré de multiplicité de la grossesse (les
valeurs limites étant de 32 % pour les jumeaux, 31 % pour les triplés, 29 %
pour les quadruplés) au bénéfice des processus de polyovulation.
Nous n'entreprendrons pas de décider quelle est la plus probable de
ces trois explications, mais nous retiendrons seulement que la régression de
l'indice de la masculinité est due à l'infériorité numérique des
quadruplets MMMM par rapport aux quadruplets FFFF, ce qui est on faveur de deux
hypothèses seulement :
- la tendance polyembryonique plus grande de l'oeuf femelle.
- la régression de l'indice de la masculinité en fonction de
l'augmentation du processus de polyovulation.
Haut
Cas particulier de la France
C'est à dessein que nous n'avons pas inclus dans notre statistique
générale les chiffres que nous avons recueillis pour les quadruplés
Français de l860 à 1949.
En effet dans 49 naissances quadruples nous avons trouvé 15 fois 4
mâles 8 fois MMMF 13 fois MMFF 6 fois MFFF et 7 fois FFFF et dans 19 autres
nous avons dénombré 51 mâles et 25 F.
Pour ces 19 cas, considérant en première approximation, comme
équiprobables les di vers types de répartition possibles, nous avons tenté
d'évaluer statistiquement la répartition des sexes, non spécifiée sur les
registres.
Exemple : Deux grossesses quadruples, en 1866 ont donné 6 M et 2 F ;
ces 6 mâles + 2 F peuvent venir :
soit de 4M + 2M/2F
soit de 3M/F + 3M/F
ce qui donne comme probabilité :
4M : 0,50
3M/F : l
2M/2F : 0,50
Nous relatons ces Calculs dans le tableau suivant :
M | F | NG | MMMM | MMMF
| MMFF | MFFF | FFFF |
5 | 3 | 2 | 0.50 | 0.50 | 0.50 | 0.50 | |
6 | 2 | 2 | 0.50 | 1 | 0.50 | | |
6 | 2 | 2 | 0.50 | 1 | 0.50 | | |
6 | 2 | 2 | 0.50 | 1 | 0.50 | | |
10 | 2 | 3 | 1.50 | 1 | 0.50 | | |
11 | 5 | 4 | 1.25 | 1.25 | 1 | 0.25 | 0.25 |
7 | 9 | 4 | 0.50 | 1 | 0.75 | 0.50 | 1.25 |
51 | 25 | 19 | 5.25 | 6.75 | 4.25 | 1.25 | 1.50 |
Nous sommes donc maintenant en possession d'un lot de 68 grossesses
quadruples ayant donné 272 enfants dont 167 mâles et 105 femelles avec la
répartition suivante :
M M M M = 20.25
M M M F = 14.75
M M F F = 17.25
M F F F = 7.25
F F F F = 8.50
Indice de la masculinité
pour les 68 grossesses rapportées I.M. = 0.61597
On voit donc que ces chiffres sont en complet désaccord avec le reste
des statistiques mondiales. Dans le cas des naissances simples, doubles, et
triples l'indice de la masculinité suit parfaitement la courbe régressive
constatée dans tous les autres pays du monde (0.51299 0.50789 0.48913). C'est
seulement au stade des grossesses quadruples que se produit une rupture brutale
avec ce taux extraordinaire de 0.61.
Déjà en l950, Monsieur le Professeur TURPIN et le Docteur M.P.
SCHUTZENBERGER publiaient pour les années 1899 à 1946, sur 55 cas relevés,
des chiffres comparables (I.M. =0.63182 ). On pourrait penser qu'il s'agit,
soit d'un phénomène particulier au génotype Français (?) soit d'une erreur
systématique des mairies dans l'enregistrement du sexe des mort-nés issus de
grossesses quadruples, tous les enfants étant alors réputés du sexe
mâle.
Une enquête personnelle menée sur ce dernier point nous semble
permettre de considérer cette hypothèse comme peu vraisemblable sans pourtant
l'écarter absolument.
Il ne faut pas oublier que nous ne possédons que des chiffres
restreints : 68 cas ne permettent pas de faire une statistique et le hasard
peut fausser les résultats. Deux raisons militent en la faveur de cette action
du hasard.
1. comparant nos résultats à ceux obtenus par MM. TURPIN et
SCHUTZENBERGER nous constatons ceci : Sur 68 cas au lieu de 55 nous trouvons un
indice de masculinité de 0.61 contre 0.63 ce qui semble prouver qu'une
information plus étendue tend à ramener ce chiffre insolite vers la
normale.
2. Nous remarquerons aussi que, n'ayant relevé aux U.S.A. que 48
grossesses quadruples donnant I.M. = + de 0.50 nous avons trouvé ces chiffres
en contradiction avec ceux publiés par M. STRANDSKOV qui rapportant 64 cas
trouve un I.M. de 0.46484.
En définitive, nous pensons qu'il ne s'agit probablement ni d'une
manifestation spécifique du génotype français, ni d'une erreur
d'enregistrement. Le débat reste cependant ouvert, et seule une statistique
portant sur les cent prochaines années permettra de trancher la question. Nous
laisserons cette tache à nos successeurs.
Quoiqu'il en soit, estimant que les chiffres obtenus ont une valeur
réelle nous les incorporerons dans notre statistique générale.
Indice de la Masculinité.
Nous sonnes donc en possession d'un lot de 346 grossesses quadruples
ayant donné 668 M et 716 F, soit au total 1.384 enfants. L'indice de la
masculinité est donc de : I.M. = 0,48265
Haut
Conclusions
Notre enquête sur les grossesses multiples, et plus spécialement les
quadruples, nous permet en définitive de faire les remarquée suivantes :
Haut
1. Loi de Hellin
Cette relation empirique que nous citions au début de notre
travail, s'est trouvée en assez bonne harmonie avec les faits constatés. Si
l'on ne peut lui accorder une valeur exacte, elle semble cependant refléter
assez fidèlement les fréquences particulières des divers types de grossesses
multiples.
Haut
2. Régression de l'indice de la
masculinité
Ce phénomène décrit en 1937 par Monsieur le Professeur TURPIN et
Monsieur CARATSALI, et repris plus tard par STRANDSKOV semble être une
véritable loi statistique. Portant en effet sur des échantillons très
nombreux (quasi-mondiaux dans le cas des quadruplés) nos calculs mettent une
fois de plus en évidence la régression progressive de l'I.M. en fonction du
degré de multiplicité de la grossesse. Nous rappelons ici les chiffres
obtenus.
a - pour 1.614.246 naissances gémellaires : I.M. = 0,51071
b - pour 15.582 naissances triples : I.M = 0,49451
c - pour 346 naissances quadruples : I.M. = 0,48265
La cause de cette régression nous semble devoir être cherchée
dans la diminution progressive des lots homogènes mâles par rapport aux lots
homogènes femelles.
Haut
Bibliographie
I. Ouvrages statistiques
ALLEMAGNE Statistische Reichsammtlung Bewegung der Bevölkerung.
ANGLETERRE Inst. Stat. Vital Statistics
AUTRICHE Stat. Zentral Komission Bewegung der Bevölkerung
BULGARIE Direction générale de la Statistique Mouvement de la
population
CANADA Bureau fédéralde de la Statistique Vital statistics
DANEMARK Statist. Départ. Aegteskaber fodte og dode
ETATS-UNIS Bureau of census Vital statistics
FRANCE Statistiques générales de la France Mouvement de la
population
GRECE Ministère économie nationale Mouvement de population
ROUMANIE Ministère de l'agriculture Miscarea populatione
ITALIE Dir. Gen. della Statis. Movimento della populazione
TCHECOSLOVAQUIE Office de statistique Pohyb obyvatelstva.
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