Dans les deux textes donnés en exemple et en suivant l’ordre alphabétique, l’analyse doit résoudre quelques difficultés.

En premier lieu, deux mots sont écrits avec des majuscules initiales (La et Je) malgré le fait que ce ne sont pas des noms propres (ou parties de noms propres comme dans La Fontaine, La Bruyère…) il faut donc y reconnaître le pronom et l’article et considérer les deux je comme équivalents.

Deuxièmement, en se reportant aux entrées d’un dictionnaire de langue (meilleure représentation du lexique français) :

• dit : verbe dire (troisième personne du singulier de l’indicatif présent ou du passé simple ou participe passé masculin singulier) ; adjectif masculin singulier (dit) ; nom masculin singulier (dit) ;
• la : article défini féminin singulier (le) ; pronom personnel objet ou attribut de la troisième personne féminin singulier (le) ;
• le : article défini masculin singulier ; pronom personnel objet ou attribut de la troisième personne masculin singulier ;
• lui : verbe luire au participe passé masculin singulier ; pronom personnel de la troisième personne du singulier (des deux genres quand il est employé comme complément) ;
• président : verbe présider à l’indicatif présent troisième personne du pluriel ; nom masculin singulier.
• secrétaire : nom féminin singulier ; nom masculin singulier ;
• suis : verbe être à l’indicatif présent première personne du singulier ; verbe suivre à l’indicatif présent première ou seconde personnes du singulier.

Cette nomenclature fait consensus parmi les usagers de la langue. Par exemple, en français, toutes les flexions d’un verbe (modes, temps, personnes) sont regroupées sous l’infinitif de ce verbe ; de même les substantifs sont identifiés par leur genre (président/présidente). Ainsi, «un secrétaire» peut être un meuble...

L’informatique permet de résoudre ces difficultés [6]. L’opération consiste à ajouter une étiquette à chacun des mots du texte (figure ci-dessous).

L’étiquette vient s’ajouter au texte sans l’altérer. Elle comporte trois informations :

• la graphie standard : majuscule initiale des mots communs ramenée en minuscule (comme pour «Je»), réduction des formes multiples à une graphie standard (puis et peux, événement et évènement…), correction des fautes d’orthographe…
• puis le vocable, c’est-à-dire l’entrée où se trouve la graphie dans le dictionnaire et la catégorie grammaticale, telle qu’elle figure en seconde position dans cette entrée de dictionnaire.

Un l’automate est chargé de standardiser les graphies et d’attacher une étiquette à chaque mot. Il utilise une nomenclature systématique (par exemple, si les substantifs se distinguent par le genre, alors tous les substantifs doivent se voir affecter le masculin ou le féminin), exhaustive (tous les mots y trouvent leur place), univoque (une seule entrée par mot), sans double compte ni catégorie ad hoc, ou fourre-tout, etc. Enfin l’opération est réversible : on peut retrouver le texte original, sans altération, à partir du fichier étiqueté.

Tous les résultats présentés dans cet article sont obtenus avec des textes dépouillés en suivant strictement ces normes et conventions.

On note :

• $N_A$ et $N_B$ : nombre de mots («tokens» en anglais) dans A et respectivement B, ou longueurs de A et de B, ici 8 mots dans les deux cas ;
• $V_A$ et $V_B$ : nombre de «vocables» («types» en anglais) dans A et respectivement B. C’est l’étendue de leurs vocabulaires respectifs : il y a 7 vocables différents dans A et autant dans B. $V_{(A,B)}$ est le vocabulaire total de A et B ;
• $F_{iA}$ et $F_{iB}$ : nombre de fois qu’un vocable i est utilisé dans A et respectivement B. Ce sont les effectifs ou les «fréquences absolues» de ce vocable. Dans l’exemple, les effectifs sont tous de 1 sauf pour l’article «le» (employé 2 fois dans A et autant dans B), pour «président» (employé une fois dans A et deux fois dans B) et «secrétaire» (absent de B) ;
• ${|F_{iA} - F_{iB}|}$ la différence absolue des effectifs du vocable i dans A et dans B. L’adjectif «absolue» signifie que l’on ne tient pas compte du signe dans le résultat. Dans l’exemple ci-dessus, cette différence absolue est de 1 pour «président» et «secrétaire».
• $D_{(A,B)}$ : la distance entre A et B.
  Cette distance est le nombre de mots différents dans A par rapport à B (ou réciproquement). Pour la calculer cette distance, on utilise le tableau suivant :

Les 8 vocables constituant le vocabulaire employé dans A et B sont rangés par ordre alphabétique (colonnes 1 et 2). Dans la troisième colonne : l’effectif du vocable d’indice i dans A ; dans la quatrième colonne, son effectif dans B, et, en dernière colonne, la différence absolue de ces 2 effectifs. La dernière ligne donne les résultats. La longueur de A ($N_A$), comme de B ($N_B$) est de 8 mots. La distance absolue entre A et B est égale à 4 mots.

Ces opérations sont résumées par formule (1).

\[(1)\ D_{(A,B)}\ =\ \sum_{i \in ({ΑΒ})}^{V_{(A,B)}} {|F_{iA} - F_{iB}|}\ avec\ {N_A}\ =\ {N_B}\]

Et, comme il y a 16 mots dans A et B, la distance relative est égale à 1/4 :

\[(2)\ {Drel_{(A,B)}}\ =\ \frac {\sum_{i \in ({ΑΒ})}^{V_{(A,B)}} {|F_{iA} - F_{iB}|}}{{N_A} + {N_B}} \]

$D_{(A,B)}$ est une distance euclidienne (longueur du segment de droite unissant deux points). L’adjectif «euclidien» signifie «conforme à la géométrie d’Euclide» (par un point il ne passe qu’une parallèle à une droite située hors de ce point).

Les propriétés d’une distance euclidienne sont :

• l’identité (la distance d’un point à lui-même est nulle),
• la symétrie (le résultat est le même que l’on mesure AB ou BA),
• l’inégalité triangulaire (le chemin direct entre A et B est toujours plus court qu’en passant par un point C non situé sur le segment AB).

Ces propriétés ont d’importantes conséquences. Par exemple, on peut réaliser une représentation graphique de toutes les distances au sein d’une vaste population de textes, comme on dresse la carte d’une ville ou d’un quartier…

Nommons :

• U : le rapport des longueurs de A et B, c’est-à-dire la proportion dont il faut réduire B pour obtenir B’ :

\[U = \frac{N_A}{N_B}\]

• $E_{iA(u)}$ : l’effectif théorique, dans un texte de la longueur de A, d’un vocable i appartenant au vocabulaire de B. Cet effectif théorique est obtenu en pondérant l’effectif de i dans B par U :

\[(3)\ {E_{iA(u)}}\ =\ {F_{iB}}\ *\ {U} \]

Pour chacun des vocables de B, la formule (3) permet de calculer le nombre de fois que ce vocable apparaîtrait si B avait la longueur de A. En remplaçant, dans la formule (1), l’effectif de chacun des vocables de B par cet effectif théorique, on obtient une estimation de la distance intertextuelle :

\[(4)\ {D_{(A,B)}}\ =\ \sum_{i\in({ΑΒ'})}^{V_{(A,B')}} {|F_{iA} - E_{iA(u)}|} \ avec\ {N_A}\ <\ {N_B} \]

Pour le calcul de la distance relative, on remplace, dans la formule (2) $N_B$ par la somme des effectifs théoriques, c’est-à-dire la longueur théorique de B’ :

\[{N_B'}\ =\ \sum_{i\in{Β}}^{V_B} {E_{iA(u)}} \]

Aux arrondis près, $N_B’$ est égal à $N_A$. La formule (2) devient :

\[(5)\ {Drel_{(A,B)}}\ =\ \frac{\sum_{i\in({Α,Β'})}^{V_{(A,B')}} {| F_{iA} -E_{iA(u)}|}} {N_A + N_B'} \]

Il s’agit d’une estimation pour au moins deux raisons.

Premièrement, les effectifs dans A sont des entiers naturels alors que les effectifs théoriques dans B’ sont des rationnels approchant des entiers naturels (inconnus). Autrement dit, le résultat de la soustraction - au numérateur de (4) et de (5) - comportera des décimales sans signification mais qui entreront pourtant dans la distance… Ces décimales pèseront d’autant plus lourd que le vocable considéré aura des effectifs faibles - observés dans A et théoriques dans B’. Or, dans tout texte en langue naturelle, les vocables qui n’apparaissent qu’une fois sont toujours plus nombreux que ceux survenant deux fois, eux-mêmes plus nombreux que les effectifs trois, etc. Le fait que dans les formules (4) et (5), on cumule des différences absolues ne permet pas à ces «erreurs» de s’annuler. Au contraire, elles se cumuleront.

Pour limiter cet effet, il est proposé d’éliminer du calcul :

• Les vocables absents de A et pour lesquels l’effectif théorique dans B’ est inférieur à 1. La formule (3) devient :

\[ (3bis) {E_{iA(u)}} = \left\{{\begin{array}{lll} {0\ si\ {F_{iA}} = 0\ et \ {F_{iB}}*U < 1}\\{{F_{iB}}*U\ si\ {F_{iA}} > 0\ ou\ {F_{iB}}*U \ge{1}}\\\end{array}} \right\} \]

• La différence des effectifs observés en A et des effectifs théoriques en B lorsque celle-ci est inférieure à 0.5. En effet, puisqu’il s’agit d’estimer un entier, ce résultat équivaut à zéro. La formule (4) devient :

\[(4bis)\ {D_{(A,B)}}\ =\ \sum_{i\in({ΑΒ'})}^{V_{(A,B')}} {|{F_{iA}}-{E_{iA(u)}}|}\ avec\ {| {F_{iA}}-{E_{iA(u)}|}=0\ si\ {|{F_{iA}}-{E_{iA(u)}}|} < 0.5} \]

La formule (5) est complétée pour intégrer ces deux éléments.

Deuxièmement, le résultat de (5) est une estimation à cause des postulats qui fondent le calcul de l’effectif théorique d’un vocable dans B’ (formule 3bis). Cette formule suppose que :

• l’effectif d’un vocable augmente proportionnellement à l’allongement du texte. Ce premier postulat n’est valable que pour les mots les plus fréquents et non-spécialisés [7] ;
• l’apparition des vocables nouveaux se fait toujours au même rythme. En fait, ce rythme est très rapide au début du texte – donc la formule (3 bis) ne peut pas s’appliquer à des textes trop courts – puis il décline ensuite lentement.

Dès lors la formule (5) n’est pleinement valable que lorsque les deux textes comparés ne sont pas de longueurs trop différentes et lorsque la longueur du plus court excède le point à partir duquel le rythme d’apparition des mots nouveaux devient sensiblement linéaire. Une série d’expériences – dont certaines sont évoquées plus loin dans cet article - indiquent que :

• les deux textes doivent avoir plus de 1 000 mots, et que, en-dessous de 3000 mots le résultat de (5) peut être instable [8],
• le rapport U doit être inférieur à 1 : 10. En fait, plus ce rapport s’élève, plus le résultat doit être examiné avec prudence.
• dans ces limites, l’incertitude qui pèse sur la distance estimée est comprise entre ±1% (avec des textes de longueurs supérieures à 5 000 mots et avec U < 2) et ±5% (lorsque U atteint 1 : 5).

Les textes utilisés dans la suite de cet article comptent pour la plupart au moins 10 000 mots et leurs longueurs sont proches. Les résultats sont donc présentés avec quatre décimales. Du fait de l’incertitude introduite par l’estimation de la distance, la dernière décimale indique dans quel sens arrondir la troisième décimale qui est la dernière significative.

Tous les textes ont été dépouillés en suivant strictement les mêmes normes [9]

1. Les pièces de Pierre Corneille

Sources : Charles Marty-Laveaux. Œuvres complètes de P. Corneille. Paris : Hachette 1862. Collection Les Grands écrivains de la France. Muller Charles. Etude de statistique lexicale. Le vocabulaire du théâtre de Pierre Corneille. Paris : Larousse, 1967 (réédition : Genève-Paris, Slatkine-Champion, 1979).

2. Les pièces présentées par Molière

* Pièce écrite, en tout ou partie, par P. Corneille
** Pièce retirée des expériences à cause de sa petite taille.

Sources : Eugène Despois. Œuvres complètes de Molière. Paris : Hachette, 1876. Collection Les Grands écrivains de la France. Kylander Britt-Mary. Le vocabulaire de Molière. Goteborg : Acta Universitatis, Gothoburgensis, 1995

3. Les pièces de Jean Racine.

* Toutes les pièces de J. Racine sont en alexandrins.

Source : Paul Mesnard. Œuvres de J. Racine. Paris : Hachette, 1885 (Les Grands écrivains de la France). Bernet Charles. Le vocabulaire des tragédies de Racine (Analyse statistique). Genève-Paris : Slatkine-Champion, 1983.

4. Les pièces de J. Mairet

Sources : La Sylvie. Texte établi par Jules Masan. Paris : Société nouvelle d’édition, 1905. Sophonisbe. Texte établi par Charles Dédéyan. Paris : Nizet, 1969.

5. Les pièces de P. Quinault

Sources : La mère coquette. Edition d’Etienne Gros. Paris : Champion, 1926. Livrets d’opéra. Edition de Norman Buford. Paris : Champion, 1979.

En se limitant à la littérature, la plus faible distance rencontrée sépare deux tragédies de Corneille : Tite et Bérénice (1670) et Pulchérie (1672) : 0.1535 (ou 1 535 mots différents pour 10 000). Leur écriture est contemporaine, le thème est le même (l’amour contrarié par la raison d’Etat), le genre (tragédie en alexandrins) est particulièrement contraignant. Pour l’instant, on peut considérer que, en littérature, 0.15 est la valeur minimale de la distance intertextuelle chez un même auteur.

Dans un genre moins contraignant, les deux comédies en alexandrins le Menteur et la Suite du menteur, du même Corneille, sont aussi intéressantes parce que la seconde est présentée comme la suite de la première et qu’elle a été écrite quasiment dans la foulée. Elles sont séparées par une distance de 0,1797. Molière fournit aussi quelques exemples de distances très faibles entre comédies en alexandrins proches dans le temps : Tartuffe (1664) – Misanthrope (1666) : 0.1707 ; Etourdi - Dépit amoureux (peu avant 1659) : 0.1740.

L’histoire littéraire offre d’autres exemples intéressants. Par exemple, deux romans de Marivaux : la Vie de Marianne – écrit entre 1727 et 1740 et inachevé à la mort de l’auteur – et le Paysan parvenu (1734-1735). Ces romans portent sur les mêmes thèmes. Ils sont séparés par une distance de 0.1733. Gary donne un autre cas avec deux romans parus sous le nom de Ajar : la Vie devant soi (1975) et l’Angoisse du roi Salomon (1979) : distance 0.1756. A la proximité des thèmes, s’ajoutait, pour Gary, la contrainte de reproduire le style et le vocabulaire de sa créature de papier…

Dans un autre genre, les lettres d’exil de V. Hugo fournissent un exemple intéressant puisque thèmes et destinataires sont à peu près identiques d’une année sur l’autre (voir section suivante). La plus petite distance entre lettres d’années différentes est 0.1845 (entre les années 1867-68).

Hugo a été exilé dans les Iles anglo-normandes entre 1853 et 1870. La correspondance était son seul lien avec la France. Pendant tout son exil, les mêmes sujets sont abordés dans ces centaines de lettres envoyées à ses amis, sa famille, ses éditeurs, des journalistes et des écrivains : les aléas du courrier, la santé, la famille, l’argent, les épreuves de ses œuvres, les articles de presse... [10]

Les lettres sont classées chronologiquement, groupées par années, ce qui permet de mesurer la distance entre celles séparées d’un an, deux ans, trois ans… Ce corpus offre donc la possibilité de mesurer 16 moyennes pour le décalage d’un an, 15 pour le décalage de 2 ans (…) et seulement 8 pour le décalage de 10 ans. C’est pourquoi on ne va pas au-delà (ce serait donner aux fluctuations accidentelles un poids trop lourd). On obtient le tableau ci-dessous.

Ce tableau suggère une relation fonctionnelle qui peut être représentée dans un graphique.

Sur l’axe horizontal (ou abscisse) on inscrit le temps (ici l’intervalle temporel séparant les groupes de lettres) et sur l’axe vertical (l’ordonnée), l’échelle des distances. Chaque point représente une moyenne des distances entre deux années plus ou moins éloignées. Cette série est discrète (il n’y a aucune observation entre 1 an, 2 ans, etc.). Cependant, on suppose qu’il s’agit d’un phénomène «continu» : il pourrait aussi bien être observé à l’échelle du trimestre, du mois, de la semaine, du jour… Cette caractéristique autorise à joindre les points par un trait gras qui symbolise, en quelque sorte, l’écoulement du temps.

Ce trait semble à peu près plat, avec de petits accidents et une légère montée de gauche à droite. Afin de rendre ces deux phénomènes plus lisibles, on déplace l’axe horizontal pour qu’il ne coupe plus l’axe vertical à l’ordonnée 0 mais près de la distance la plus faible (ici 0.20). C’est un «zoom» qui grossit le phénomène à étudier. Naturellement, il faut se souvenir que, à l’échelle exacte, la courbe est moins accidentée et moins pentue.

A part une légère encoche pour les lettres séparées par huit années, la tendance à l’augmentation des distances moyennes est relativement régulière et elle présente un profil linéaire (figuré par le trait maigre sur le graphique). Autrement dit, les distances augmenteraient régulièrement en fonction du temps et les petites ruptures de pente dans la courbe seraient l’effet de légères perturbations que l’on propose de négliger (ici elles proviennent de ce que le poids des différents thèmes change un peu selon les années…).

Pour vérifier cette intuition, on procède en trois temps.

1. Calcul de la droite d’ajustement

Cette droite est figurée par le trait maigre sur le graphique. Elle passe «au plus près» des observations. Elle représente le profil du phénomène en négligeant les perturbations accidentelles. C’est pourquoi on parle «d’ajustement» - ou de «régression» - des distances (en fonction du temps).

Cette droite est calculée de la manière suivante (sous réserve de disposer d’un nombre suffisant d’observations). On note :

t : le rang des intervalles (t variant ici de 1 à T = 10 années)

$\bar{t}$ : le «milieu» de la série temporelle (5,5 années)

$D_t$ : la distance moyenne des lettres de l’année t (avec celles de l’année de base)

$\bar{D}$ : la moyenne de ces moyennes. $\bar{D}$ = 0.2396

On fait correspondre à chaque valeur observée ($D_t$), un point théorique ($D'_t$) de même abscisse t et dont l’ordonnée donne la valeur que l’on aurait observée s’il n’y avait pas eu les petites fluctuations aléatoires. Cette valeur théorique est donnée par l’équation suivante :

\[{D’_t}\ =\ {at + b}\]

b est le point où la droite d’ajustement coupe l’ordonnée (ou année 0). Ici b = 0.2218. On notera que cette distance n’est pas égale à Dmin car la diversité thématique de la correspondance pour une année donnée s’y trouve incorporée. Simplement, cette diversité thématique se retrouve à peu près à l’identique chaque année.

a est la «pente» de la droite d’ajustement par rapport à l’horizontale (l’axe des abscisses), calculée pour minimiser la somme des carrés des écarts entre les valeurs observées ($D_t$) et les valeurs théoriques correspondantes ($D'_t$) en utilisant la formule suivante :

\[ a\ =\ { \frac{{\sum_{t=1}^{T}} {(t-\bar{t})(D_t-\bar{D})}}{\sum_{t=1}^{T} {(t-\bar{t})}} } \]

Ce coefficient varie entre 0 (droite horizontale) et ± ∞ (droite verticale). Lorsqu’il est égal à 1, la droite est parallèle à la première diagonale ; et parallèle à la seconde diagonale quand a = -1.

Cette pente permet de mesurer directement l’influence de la variable temps : lorsque l’intervalle entre lettres augmente d’un an, la distance moyenne entre ces lettres augmente de 32 mots (pour 10 000). C’est peu mais sur 10 ans, cela donne une croissance de 323 mots soit 15% de la distance d’origine (année 0).

2. La qualité de l’ajustement

Cette qualité est mesurée par le «coefficient de détermination» (de la distance par le temps) :

\[R^2\ = \frac{somme\ des\ carrés\ de\ la\ régression}{total\ des\ carrés} \]

\[ R^2\ =\ { \frac{{\sum_{t=1}^{T}}{(D_t-\bar{D})(D'_t-\bar{D})}}{{\sum_{t=1}^{T}}{(D_t-\bar{D})^2}{\sum_{t=1}^{T}}(D'_t-\bar{D})^2} }\ =\ 0.907 \]

Si le temps était seul en cause, ce coefficient serait égal à 1. A l’inverse, si le temps n’avait aucune relation avec la distance, ce coefficient serait égal à 0. Etant donné le nombre des valeurs de la série (10), ce coefficient peut être considéré comme excellent : la liaison est attestée.

3. Interprétation de la relation

Le fait qu’une variable évolue régulièrement au cours du temps ne signifie pas que le temps est l’explication de cette variation. Le temps peut être simplement la condition permettant à une autre variable de s’exprimer. Par exemple, chez certains auteurs, la découverte de nouveaux thèmes ou des changements de «registre»… Autrement dit, il faut préalablement vérifier que les autres variables sont «neutralisées» pour pouvoir conclure que le temps est bien une variable autonome explicative d’une certaine proportion de distance entre des textes.
Au cours de ses 18 ans d’exil, la correspondance de Victor Hugo remplit bien ces conditions. Cela permet d’affirmer que le temps est à l’origine de cette augmentation des distances entre ses lettres en fonction du nombre d’années qui les séparent.

Pour les dates de création des pièces, voir ci-dessus le corpus du théâtre classique. De Cinna (1639) à Suréna (1674), P. Corneille a donné 18 tragédies en alexandrins comportant 5 actes (on écarte Don Sanche, Psyché et Tite et Bérénice qui sont des «tragi-comédies»). Il faut remarquer qu’ici la date – imparfaitement connue pour certaines pièces – est la création et non pas l’écriture. La figure ci-dessous décrit l’évolution de la distance entre les pièces dont la création est séparée par des intervalles de temps croissants. Comme dans la figure précédente, on a déplacé l’origine de l’ordonnée pour obtenir un «zoom» ; le trait maigre est la droite d’ajustement.

Les formules ci-dessus donnent les valeurs suivantes :

• moyenne des distances : 0.2037
• pente de la droite d’ajustement : a = 0.00240
• origine de la droite d’ajustement : b = 0.1904
• coefficient de détermination : 0.886

Etant le nombre des valeurs (18), le coefficient de détermination est bon. La liaison est avérée. La tendance est une augmentation de la distance de 12% en 10 ans, soit un rythme moyen annuel de + 1.1%.

On peut retenir qu’une distance de 0.19 entre deux pièces contemporaines de Corneille équivaut à une distance supérieure à 0.21 entre deux pièces de cet auteur mais séparées par 10 ans et de 0.24 pour un intervalle de 20 ans.

Pour illustrer ce raisonnement, on utilisera à nouveau Hugo qui a exploité à peu près tous les genres. Le calcul est possible du fait que les textes utilisés sont séparés par des laps de temps pas trop différents et que le renouvellement thématique semble comparable dans les différents compartiments (sous réserve de ce qui a été dit de sa correspondance d’exil).

La distance intertextuelle étant symétrique, la partie supérieure droite du tableau contient les mêmes informations que la partie inférieure gauche. La diagonale du tableau indique les distances moyennes «intra-genre» (entre les textes appartenant à un même genre) et les autres cases les distances moyennes «inter-genre» (entre textes de genres différents). Les premières sont comprises entre 0.24 et 0.30 ; les secondes sont plus élevées et toutes supérieures à 0.35.

On en tire que les genres les plus homogènes et les plus décalés sont la poésie et la correspondance (augmentation moyenne de 60 à 70% de la distance avec un texte d’un autre genre), les romans et le théâtre sont les plus hétérogènes mais les plus centraux (augmentation moyenne de 20 à 33% en passant à un autre genre).

Toutefois, la notion de genre se prête moins à la mesure que la chronologie. En effet, comme le suggère la diagonale du tableau, les principaux genres ne sont pas homogènes. Il en est ainsi du théâtre, même en alexandrins. Il faut distinguer deux sous-genres principaux : la comédie et la tragédie, comme on peut le constater avec le cas des deux dernières comédies de Corneille : le Menteur et la Suite du menteur. D’après une lettre de Corneille, on sait en effet qu’il a composé le Menteur et Pompée (tragédie) dans le même hiver. On peut donc comparer ces deux comédies avec les tragédies contemporaines (Horace, Polyeucte, Pompée et Rodogune).

La distance moyenne entre tragédies contemporaines est : 0.2106 (les différences de thèmes ajoutent ici leur influence à la distance minimale) ; entre les deux comédies : 0.1797 (distance minimale) et entre tragédies et comédies de 0.2660. La différence est donc nette même si elle est beaucoup moins élevée que celle observée en comparant le théâtre et la poésie, la prose et les vers, le roman et la correspondance, etc. On est donc parfois obligé d’introduire la notion de «sous-genre» au sein des principaux genres.

Il est proposé d’examiner ici deux cas qui se rapprochent beaucoup d’une expérience de laboratoire.

Premièrement, la correspondance que Flaubert (GF) et Maupassant (GM) ont échangée de 1874 à la mort de Flaubert (1880). Il s’agit d’un véritable dialogue, les mêmes thèmes étant abordés par les deux hommes. Les lettres sont classées par ordre chronologique et, dans le tableau ci-dessous, elles sont rassemblées en deux ensembles de longueur équivalente.

En gras, les distances observées chez un même auteur (distances «intra») et en maigre celles entre les deux («inter»). Les distances inter sont en moyenne de 16% plus élevées que les distances intra. Mais, cet écart est un minimum car il faut tenir compte du mimétisme considérable de Maupassant envers Flaubert.

La seconde «expérience de laboratoire» est fournie par Corneille et Racine. En 1670, ces deux auteurs ont chacun écrit une tragédie sur l’amour impossible entre un empereur romain (Titus) et une reine orientale (Bérénice). Ils l’ont fait au même moment, en aveugle, en alexandrins et en respectant les fameuses règles qui enserraient la grande tragédie au moins depuis la célèbre «querelle du Cid». Et tous deux avaient en tête la liaison entre Louis XIV et sa belle-sœur Henriette d’Angleterre. Le lieu de l’action, les personnages, les thèmes étaient donc identiques (d’où un vocabulaire commun important…). La distance entre les deux Bérénice est de 0.2561. Le tableau ci-dessous donne les principales distances caractéristiques entre Corneille et Racine à l’époque de Tite et Bérénice.

Entre toutes les tragédies de Corneille et de Racine entre 1664 (première pièce de Racine et 1674 (dernière tragédie de Corneille), on constate que les distances «inter» sont de 20 à 70% plus élevées que les distances «intra». Mais, sauf pour Bérénice, la variable thème ajoute ses effets à la variable auteur.

On peut utiliser à nouveau la comparaison Corneille et Racine présentée ci-dessus à propos des deux Bérénices. La comparaison de toutes les tragédies des deux auteurs entre 1664 (première pièce de Racine) et 1674 (retraite de Corneille) permet d’estimer qu’une différence de thèmes – entre textes contemporains écrits dans un même genre - augmente la distance de 3 à 8% alors que le poids qu’une différence d’auteur l’augmente de 15 à 40%.

Cette expérience a un autre intérêt : elle montre l’influence mutuelle entraînée par la rivalité entre Corneille et Racine et la grande proximité de leurs tragédies des années 1664-1674. L’influence mutuelle des deux rivaux n’est pas seule en cause. Les contraintes de la tragédie classique sont fortes : alexandrins, durée, découpage en scènes et actes, règles de bienséance, d’unité de temps et de lieu, mêmes thèmes antiques… Autrement dit, les distances observées entre ces tragédies contemporaines peuvent être considérées comme les minima possibles entre deux auteurs différents.

Les extraits, tirés de différents romans du XIXe siècle, sont de même longueur (10 000 mots). Ils sont disjoints (ne portent pas sur les mêmes portions de texte).

Avec 56 objets différents, on peut former 1540 couples différents et mesurer pour chacun de ces couples, la distance séparant les textes.
Notons Dj chacune de ces distances, avec j variant de 1 (la plus petite) à J (la plus grande). J étant ici égal à 1540. Quatre valeurs centrales sont à considérer :

• la moyenne (notée $\bar{D}$) est égale à : .3359
  La longueur des textes étant de 10 000 mots, on peut lire ce résultat de la manière suivante : «en moyenne, les textes sont séparés par une distance de 3 359 mots». Ou encore : «il y a en moyenne 3 359 mots différents dans chaque texte comparé à tous les autres».
• le mode : distance la plus fréquente, par convention fixée au centre de la classe la plus peuplée (.32-.33) soit .3250
• la médiane : valeur qui partage la population en deux parts égale, soit ici la 770e valeur. Me = .03328.
  La moitié des distances sont supérieures à cette valeur et la moitié lui sont inférieures.
• la médiale (notée Ml) : partage la distance totale en deux parties égales. La différence entre la médiane et la médiale donne une idée de la concentration du caractère étudié sur les fortes valeurs (et de l’asymétrie de la distribution) :
  Ml = .3371

Dans une distribution gaussienne, le mode, la moyenne et la médiane sont confondues. Dans le cas présent, on a une légère asymétrie à gauche (mode < médiane < moyenne) qui peut être négligée. La grande proximité des quatre valeurs indique que la distribution est à peu près symétrique autour de la moyenne et que l’on est donc bien en présence d’une population "gaussienne".

Cela permet d’associer à la moyenne, une mesure standard de la dispersion des observations : l’écart type (noté σ). C’est la racine carrée de la variance (moyenne quadratique des écarts des observations à la moyenne arithmétique) :

\[ σ\ =\ \sqrt {\frac {\sum_{j=1}^{J} {{(D_j - \bar{D})}^2}} {J}} \ =\ .0380 \]

Une population gaussienne présente plusieurs propriétés intéressantes, résumées dans le schéma ci-dessous :

Les valeurs indiquées sur le schéma fournissent des repères commodes :

• environ les deux tiers des observations sont groupées autour de la moyenne dans un intervalle égal à plus ou moins un écart type ;
• moins de 5% de ces observations se situent en dehors de l’intervalle de deux écarts-types autour de la moyenne (2.5 en dessous et 2.5 au dessus), dit «intervalle de fluctuation standard» ;
• moins de 1% de ces observations se situent en dehors de l’intervalle de trois écarts-types (0.5 de chaque côté de l’intervalle).

Dans l’expérience présente, les valeurs observées correspondent aux valeurs prédites par le schéma théorique ci-dessus : 5% des distances sortent de la «norme», c’est-à-dire qu’elles sont situées au-delà des bornes de l’intervalle de fluctuation standard autour de la moyenne (±1.96σ).

L’hypothèse à tester est la suivante : à une époque donnée et dans un genre donné, la variable auteur pèse plus lourd que la variable thème. Dans ce cas,

• les distances «anormalement» courtes (inférieures ou égales à .260) doivent s’observer entre textes d’un même auteur, lorsqu’ils portent sur des thèmes peu éloignés,
• les distances les plus longues (égales ou supérieures à .411) doivent s’observer entre textes d’auteurs différents portant sur des thèmes éloignés.

Le tableau ci-dessus récapitule les 42 distances remarquablement faibles (inférieures à la moyenne diminuée de deux écarts-types).

NB : les noms des auteurs et des œuvres ont été dévoilés après l’expérience.

La distance la plus faible (0.1777) sépare les textes n° 15 et 26 ; la seconde (0.1910) les textes 03 et 26. Les textes 03,15 et 26 constituent donc un même groupe (G1) et, si notre hypothèse est exacte, ils doivent avoir été écrits par un même auteur, à la même époque et sur un même thème. On répète l’opération pour les 39 autres distances inférieures ou égales à la borne inférieure de l’intervalle de fluctuation standard. Ces distances sont examinées une par une en constituant des groupes comme celui donné en exemple ci-dessus (tableau ci-dessous).

NB : les noms des auteurs et des œuvres ont été dévoilés après l’expérience

Les distances remarquablement élevées
(supérieures à la moyenne augmentée de deux écarts-types)

NB : les noms des auteurs ont été dévoilés après l’expérience

La plus forte distance sépare les n°16 (Flaubert, Bouvard et Pécuchet) et 26 (Dumas fils, La dame aux camélias). Puisque le n° 16 a été classé dans le groupe n°9 (avec le n° 04), on en tire que les auteurs des groupes 1 et 9 ne sont pas les mêmes. L’opération est répétée jusqu’à la borne supérieure de l’intervalle de fluctuation normale (tableau ci-dessous).

Conclusions :

• l’auteur du groupe n°1 n’est pas celui des groupes 3, 4, 6, 5, 7 et 11 ni celui des textes 07, 22 et 49 (qui restent à classer),
• l’auteur du groupe n°5 n’est pas celui du groupe 9,
• l’auteur du groupe n°8 n’est pas celui du groupe 9,
• le texte 07 (qui reste à classer) ne peut avoir été écrit par les auteurs des groupes 1, 5 et 8,
• les textes 7 et 10 (qui restent à classer) ne sont pas du même auteur,
• les textes 7 et 48 (qui restent à classer) ne sont pas du même auteur.

Certains textes avaient été choisis parce qu’il semblait difficile d’y déceler la même plume, par exemple : Bouvard et Pécuchet et les deux autres romans de Flaubert ou, pour Hugo : Notre-Dame de Paris et Les Misérables. A l’inverse, d’autres textes étaient sélectionnés parce qu’ils semblaient remarquablement proches bien que d’auteurs différents (Bovary de Flaubert et Une vie de Maupassant ou les Trois Mousquetaires de Dumas et Servitude et grandeur militaires de Vigny).

Ces intuitions n’étaient pas toutes injustifiées comme on le voit dans les tableaux ci-dessous ne sont mentionnées que les distances inférieures à 0.3000. En effet, pour des distances comprises entre 0.260 et 0.300, on rencontre surtout des textes d’un même auteur, généralement d’ouvrages différents. Mais il y a également un certain nombre d’intrus. Les 2 tableaux ci-dessous présentent les deux cas remarquables : l’extrait n°40 (Bovary puis le n°31 (Grandeur et servitude militaires).

L’influence de Flaubert (celui de Bovary et même plus précisément de certains passages de ce livre) sur Maupassant était déjà connue. Elle se vérifie ici. De plus, beaucoup de distances entre ces passages de Bovary et les romans de Maupassant sont inférieures à celles entre Bovary et les autres romans de Flaubert… Mais l’impact de Bovary sur l’histoire littéraire ne se limite pas à Maupassant, Zola, également, semble ne pas y être insensible, notamment dans certaines scènes de la Bête humaine… En revanche, à la fin de sa vie, Flaubert avait tourné la page et explorait d’autres thèmes dans un style différent (Bouvard et Pécuchet paraît 23 ans après Bovary).

De cet exemple extrême, on conclura que lorsque les variables «thème» et «temps» additionnent leurs effets, elles peuvent excéder le poids de la variable auteur.

Le second cas remarquable est celui du roman de Vigny Servitude et grandeur militaires (1835), spécialement la fin (extrait 3). Mais ici, il faut tenir compte des dates de publication : le roman de Vigny est antérieur à Graziella ou Monte Cristo et à la Chartreuse de Parme, mais postérieur à Notre-Dame de Paris (1831).

V. Hugo et A. de Vigny passent pour les inventeurs du «roman historique», Vigny ayant l’antériorité avec Cinq-Mars (1826), absent de cette expérience. Celle-ci a pour principal intérêt de révéler un «sous-genre» au sein de la fiction romanesque.

Lorsque les variables «thème» et «temps» additionnent leurs effets, elles peuvent excéder le poids de la variable auteur.

Les jonctions opérées grâce aux distances remarquablement faibles et les disjonctions (grâce aux distances remarquablement fortes) sont résumées dans le tableau ci-dessous. Les auteurs et les titres ont été révélés après l’expérience. Les groupes sont classés par ordre d’agrégation : les premiers textes agrégés sont ceux de la Dame au Camélias, puis ceux de Vigny, etc.

• Huit textes n’ont pas pu être associés à un autre, ni rattachés à un groupe déjà existant : 07 et 19 (Lamartine), 09 et 48 (Stendhal), 10 et 22 (Verne), 35 (Hugo), 49 (Zola).
• De plus, après dévoilement des auteurs et des titres, il apparaît que quatre auteurs figurent dans plus d’un groupe (Flaubert, Hugo, Maupassant, Stendhal, Zola), mais qu’il s’agit toujours de livres différents (thèmes éloignés) écrits à des époques éloignées.

A ce point de l’expérience, il faut rappeler que la procédure ne vise pas à retrouver à tout coup l’auteur d’un texte mais à tester une hypothèse et à conclure avec un degré de certitude raisonnable. L’hypothèse a bien résisté, puisque toutes les distances remarquablement faibles séparent des textes écrits par un même auteur et, pour la plupart, il s’agit d’extraits d’un même ouvrage, donc portant également sur un même thème. A l’opposé, toutes les distances les plus fortes séparent des auteurs différents.

Que faire avec les 8 textes restés non classés ? On passe à une autre méthode la «recherche du plus proche voisin» : on associe deux textes à un même groupe si l’un est le plus proche voisin de l’autre, même si leur distance mutuelle dépasse la borne inférieure de l’intervalle de fluctuation standard.

Sachant que tout auteur a au moins deux textes, on recherche quelle est la distance la plus courte concernant les 8 textes demeurant non classés (tableaux ci-dessous). Pour éclairer le raisonnement, on donne aussi les distances immédiatement plus élevées.

Il n’y a que 5 tableaux car, parmi les 8 textes restants à classer, 6 sont groupés par couples (7 et 19), (9 et 48) et (10 et 22). Chaque première ligne confirme le principe suivant : pour des auteurs contemporains, travaillant dans un même genre, la variable auteur joue un rôle prépondérant - par rapport aux thèmes - dans la distance entre deux textes. Ce qui peut aussi se dire de la manière suivante : les textes produits par deux auteurs différents - travaillant sur un même thème, à une même époque - sont plus éloignés que ceux que chacun de ces deux auteurs produit sur des thèmes différents (ex : Lamartine et Flaubert ou Verne et Dumas…).

Le classement complet est obtenu à l’aide de la première ligne de chacune des 6 cases ci-dessus. Tous les textes groupés ensemble sont d’un même auteur.

Pour deux textes dont la longueur tourne autour de 10.000 mots, on observe que :

• distances inférieures à 0.20 (un mot sur 5) : les deux textes sont écrits dans un même genre, par un seul auteur, à la même époque et sur des thèmes proches,
• entre 0.20 et .25 : l’auteur et le genre sont identiques mais les dates de composition et (ou) les thèmes sont plus éloignés. Si les textes sont d’auteurs différents, alors, non seulement ils sont écrits dans le même genre et sur le même thème, mais il y a une «influence» mutuelle ou le second auteur s’est «inspiré» du premier…
• entre 0.25 et 0.35, soit l’auteur est le même et alors plusieurs facteurs ont changé (temps et thème), soit ce sont deux auteurs différents, travaillant à la même époque dans un même genre sur des thèmes plus ou moins proches,
• au-dessus de .35, si les deux textes sont écrits dans un même genre, alors les auteurs sont différents. Si l’auteur est le même, alors les genres sont différents.
• au dessus de .45, auteur et genre sont différents (sauf s’il s’agit d’une transcription de l’oral comparée à de l’écrit).

• L’indice de la distance relative varie uniformément entre un minimum de 0 et un maximum de 1 (fonction dite «monotone»). Les valeurs indiquées dans l’échelle ne sont donc pas des seuils mais des bornes sur un continuum.
• Cette échelle est applicable à des textes dont les longueurs sont comprises entre 5 000 et 25 000 mots. En effet, pour les raisons exposées dans la section 2.2, le calcul est inapplicable sur des textes de longueur inférieure à 1 000 mots (instabilité trop forte de l’indice). Entre 1 000 et 5 000 mots, les distances tendent à être plus élevées (et d’autant plus que les textes sont plus courts) et à diminuer sensiblement avec l’allongement de textes. Ensuite, la diminution est beaucoup plus lente.
• Cette échelle a été établie à partir d’un grand nombre d’expériences comme celle présentée ci-dessus. Les bornes ne visent pas à identifier à coup sûr les textes mais à permettre des conclusions rapides et assurées, sans avoir besoin de refaire à chaque fois des analyses longues et fastidieuses. Naturellement, plus on s’approche des bornes, plus les conclusions doivent être prudentes.

Le tableau ci-dessous présente les distances remarquables séparant les principales pièces présentées par Molière et le Menteur (Corneille 1642), la Suite du Menteur (Corneille 1643) et les Plaideurs (Racine 1668).

Ces valeurs sont d’autant plus remarquables que la Suite du Menteur est séparée de l’Etourdi par 15 ans et qu’il s’écoule encore 15 ans jusqu’à la dernière pièce en vers de Molière (les Femmes savantes). Même si Corneille fait preuve d’une plus grande stabilité que la moyenne des écrivains, l’influence de la chronologie dans son œuvre est incontestable (section 3.2 ci-dessus), de telle sorte que les distances affichées dans les deux premières colonnes du tableau 13 sont les plus faibles que l’on peut rencontrer dans l’œuvre d’un seul auteur, dans un même genre, quand cette œuvre s’étend sur trente ans.

La dernière colonne du tableau donne les résultats avec les Plaideurs, unique comédie de Racine, en alexandrins, qui est contemporaine des pièces de Molière et fortement influencée par elles. Les distances sont conformes à ce qui est attendu entre deux auteurs différents travaillant dans un même genre et sur des thèmes voisins.

Les dernières lignes du tableau peuvent expliquer l’étonnement qui a accueilli notre travail : les Menteurs sont peu connus et assez décalés par rapport au reste de l’œuvre de Corneille que l’on associe surtout au Cid, Cinna, Horace, Pompée…. De ce fait, la proximité des Menteurs avec les comédies en vers de Molière passe inaperçue.

Le tableau ci-dessous présente les distances remarquables séparant Dom Garcie (Molière) et Psyché (Corneille et Molière) des dernières pièces de Corneille.

De nouveau, il faut tenir compte de ce que le tableau couvre 30 ans de création et que Dom Garcie et Psyché sont elles-mêmes séparées par un intervalle de 10 ans (d’où leur distance de 0.2300). Là encore les distances – entre deux auteurs supposés différents - sont les plus faibles que l’on peut rencontrer dans l’œuvre d’un seul auteur, dans un même genre, quand cette œuvre s’étend sur trente ans.

Les deux dernières lignes du tableau expliquent à nouveau l’étonnement qui a accueilli notre travail : Dom Garcie et Psyché sont peu étudiés et assez étranges par rapport au reste de l’œuvre présentée sous le nom de Molière alors qu’elles sont très «cornéliennes».

Lorsque notre travail sur Corneille et Molière a été connu, plusieurs objections ont été présentées.

• En premier lieu, ces objections portent sur la méthode. Elles ont notamment été exposées dans une revue internationale à laquelle nous avons répondu [17].
• En second lieu, on a affirmé que toute statistique comporte une «marge d’erreur» (sous-entendant que le cas Corneille-Molière entrait dans cette marge). Cette objection vient de la confusion entre statistique descriptive et statistique probabiliste. L’attribution d’auteur ne porte pas sur des échantillons mais sur des populations recensées exhaustivement et sur des effectifs connus à l’unité près. Il n’y a donc pas de marge d’erreur. En revanche, il existe bien une incertitude liée à l’estimation de la distance entre textes de longueurs différentes (section 2.3). Les textes de Molière et de Corneille sont de longueurs voisines, et toutes supérieures à 5 000 mots, de telle sorte que, dans ce cas précis, l’incertitude est très faible.
• Enfin, on a objecté que Molière a beaucoup joué Corneille, qu’il en connaissait donc des milliers de vers et que cela a pu «déteindre» sur lui. Nous avons-nous même signalé cet argument dans notre article de 2001. En effet, l’agenda de la troupe [18] indique que Corneille est le second auteur le plus joué, derrière… Molière. De plus, des cas de mimétisme existent dans l’histoire littéraire. Nous avons signalé l’influence que Madame Bovary a exercé sur la génération suivante, notamment Maupassant ou Zola, celle des premiers romans de Vigny et de Hugo sur le sous-genre du roman historique, ou encore le mimétisme de Racine envers Corneille. Mais les distances entre Corneille et Molière sont nettement plus faibles que celles observées dans ces autres cas et, surtout, elles sont systématiques : toutes les comédies en alexandrins de Molière sont les sœurs cadettes des deux Menteurs de Corneille ; les deux tragi-comédies de Molière (Dom Garcie et Psyché) sont sœurs de toutes les tragédies contemporaines de Corneille. Un tel cas est unique dans l’histoire littéraire.

Les deux œuvres présentent beaucoup d’autres caractéristiques communes. Trois sont particulièrement intéressantes.

1. Les combinaisons des verbes les plus fréquents

Ces combinaisons sont un indice utile pour confirmer une attribution d’auteur. Le tableau ci-dessous donne les combinaisons préférées de Corneille, de Molière et de Racine (fréquence pour 100.000 mots)

Racine ne partage avec Corneille et Molière que trois combinaisons (soulignées dans le tableau) : «pouvoir voir», «pouvoir faire» et «pouvoir être», mais avec un classement et des densités très différentes. En revanche, Corneille et Molière en ont cinq en commun (en gras) dont les trois premières dans le même ordre et avec des densités voisines (en italiques). Etant donné le nombre des combinaisons possibles, la probabilité pour qu’une telle «coïncidence» survienne au hasard est négligeable.

Il existe un seul cas comparable dans les 4 derniers siècles de littérature française : Gary et Ajar. Depuis huit ans, personne n’a pu trouver un autre exemple concernant deux auteurs réellement différents.

2. Le sens spécifique des mots usuels

Le sens spécifique que chaque auteur donne aux principaux mots qu’il emploie peut être retrouvé grâce à l’étude des réseaux sémantiques. Cette étude révèle que, chez Corneille et Molière, les principaux vocables ont le même sens, ou plutôt, que ceux de Molière forment un sous-ensemble dans ceux de Corneille. Le plus évocateur est le mot «amour» – substantif le plus employé par Corneille comme par Molière [19]. Là encore, ces significations sont propres à Corneille et ne se retrouvent pas chez ses contemporains.

3. Les longueurs de phrase

Ces longueurs offrent également un outil auxiliaire pour l’attribution d’auteur [20].

La clef est fournie par les témoignages de certains contemporains (de Corneille et de Molière) et par le fonctionnement du théâtre à leur époque. Voici résumés les points principaux de cette étude historique [21].

1. Les témoignages des contemporains

Trois éditeurs, contemporains de Molière, ont indiqué, dans les premières éditions de trois pièces, respectivement en 1662, 1671 et 1683, que Molière n’a pas écrit Le dépit amoureux, Psyché et Dom Juan. Dans deux cas, Corneille est mentionné comme l’auteur.

En 1663, les deux principaux critiques de théâtre - Donneau de Visé et Robinet - ont insinué que Molière n’écrivait pas les pièces qu’il présentait. En 1670, Robinet a attribué le Bourgeois gentilhomme à Corneille.

A trois reprises, Boileau a insinué que Molière n’était pas l’auteur des pièces qu’il présentait. Il a aussi accusé les frères Corneille d’être «affamés d’argent» et de se conduire en «mercenaires».
La Fontaine a fait connaissance avec Molière en 1662 et ne l’a plus jamais mentionné dans ses écrits, ni dans sa correspondance. Madame de Sévigné qui recevait beaucoup ne l’a jamais invité, etc.

Aucun des contemporains de Molière ne l’a traité comme un écrivain et lui-même ne s’est pas comporté comme tel.

En particulier,

• Il ne reste aucun manuscrit de lui, à l’exception d’une vingtaine de signatures sur des actes officiels [22] : pas de lettre, aucune note de sa main, aucun témoignage qu’il ait entretenu une correspondance avec un de ses contemporains.
• Entre 1659 et 1673 - période pendant laquelle il est supposé avoir écrit ses chefs d’œuvre - son emploi du temps est connu grâce au «registre de La Grange» [23]. Cet emploi du temps ne lui permettait pas d’écrire une moyenne de deux pièces par an, comme il est supposé l’avoir fait.

2. Le système du comédien poète

Durant la seconde moitié du XVIIe, 6 pièces de théâtre sur 10 ont été présentées par des acteurs qui ne les avaient pas écrites. C’est le cas de 9 comédies sur 10. On appelait ces acteurs des « comédiens poètes » .
Thomas Corneille, le frère cadet de Pierre, était associé à Montfleury puis à Hauteroche, La Fontaine travaillait avec Champmeslé, Boursault (ami des frères Corneille) écrivait pour Poisson…

Le système s’explique de la manière suivante. Les parisiens aimaient beaucoup les comédies légères et satiriques comme celles de Molière. Plus de la moitié des recettes des troupes provenaient de ces pièces. Mais elles étaient condamnées par l’Eglise, la Cour, l’Académie française, de telle sorte que les écrivains qui les fournissaient aux troupes voulaient rester dans l’ombre.

Enfin, il n’y avait pas de protection du droit d’auteur et pas de statut légal pour les troupes. Pour protéger leur exclusivité, les comédiens faisaient acheter le texte par l’un d’entre eux (et limitaient strictement les copies). Cet acteur supervisait la création et l’exploitation, comme le font les metteurs en scène aujourd’hui, il subissait les critiques et, éventuellement, la censure comme cela est arrivé plusieurs fois à Molière…