Datation au radiocarbone

du Suaire de Turin

par
P.E Damon, ¹ D.J Donahue, ² B.H Gore, ¹ A.L Hatheway, ² A.J.T. Jull, ¹ T.W. Linick, ² P.J. Sercel, ² L.J. Toolin, ¹  C.R. Bronk, ³ E.T. Hall, ³ REM Hedges, ³ R. Housley, ³ I.A. Law, ³ C. Perry, ³ G. Bonani, ⁴ S. Trumbore, ⁵ W. Woelfli, ⁴ J.C. Ambers, ⁶ S.G.E. Bowman, ⁶ M.N. Leese ⁶ et M.S. Tite ⁶

 Nature , vol. 337, n° 6208, pp. 611-615, 16 février 1989

Copyright 1989 Macmillan Magazines Ltd. – Tous droits réservés ¹

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1 – Département de géosciences,
2 – Département de physique, Université d’Arizona, Tucson, Arizona 85721, États-Unis
3 – Laboratoire de recherche en archéologie et histoire de l’art, Université d’Oxford, Oxford, OX1 3QJ, Royaume-Uni
4 – Institut für Mittelenergiephysik, ETH-Hönggerberg, CH-8093 Zürich, Suisse
5 – Observatoire géologique Lamont-Doherty, Université Columbia, Palisades, New York 10964, États-Unis
6 – Laboratoire de recherche, British Museum, Londres WC1B 3DG, Royaume-Uni

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De très petits échantillons du Suaire de Turin ont été datés par spectrométrie de masse par accélérateur dans des laboratoires d’Arizona, d’Oxford et de Zurich. Comme témoins, trois échantillons dont l’âge avait été déterminé indépendamment ont également été datés. Les résultats fournissent une preuve concluante que le lin du Suaire de Turin est médiéval.

Le linceul de Turin, dont beaucoup pensent qu’il a été utilisé pour envelopper le corps du Christ, porte des images détaillées de face et de dos d’un homme qui semble avoir été fouetté et crucifié. Il fut exposé pour la première fois à Lirey en France dans les années 1350, puis passa entre les mains des ducs de Savoie. Après de nombreux voyages, le linceul fut finalement amené à Turin en 1578 où, en 1694, il fut placé dans la chapelle royale de la cathédrale de Turin dans un sanctuaire spécialement conçu à cet effet.

La photographie du linceul par Secondo Pia en 1898 a montré que l’image ressemblait à un « négatif » photographique et constitue la première étude moderne. Par la suite, le linceul a été mis à disposition pour examen scientifique, d’abord en 1969 et 1973 par un comité nommé par le cardinal Michele Pellegrino ²  , puis à nouveau en 1978 par le Projet de recherche sur le linceul de Turin (STURP) ³ . Même pour la première étude, il était possible d’utiliser la datation au radiocarbone pour déterminer l’âge du lin à partir duquel le linceul avait été tissé. La taille de l’échantillon alors requis était cependant d’environ 500 cm, ce qui aurait clairement entraîné une quantité inacceptable de dommages, et ce n’est qu’avec le développement dans les années 1970 de petits compteurs de gaz et de techniques de spectrométrie de masse par accélérateur (AMS), nécessitant des échantillons de seulement quelques centimètres carrés, que la datation au radiocarbone du linceul est devenue une réelle possibilité.

Pour confirmer la faisabilité de la datation du linceul par ces méthodes, une intercomparaison, impliquant quatre laboratoires AMS et deux petits laboratoires de radiocarbone à compteur de gaz et la datation de trois échantillons de textiles d’âge connu, a été coordonnée par le British Museum en 1983. Les résultats de cette intercomparaison sont rapportés et discutés par Burleigh et al. ³ .

Français A la suite de cette intercomparaison, une réunion s’est tenue à Turin en septembre-octobre 1986 au cours de laquelle sept laboratoires de radiocarbone (cinq AMS et deux petits compteurs à gaz) ont recommandé un protocole de datation du suaire. En octobre 1987, les offres de trois laboratoires AMS (Arizona, Oxford et Zurich) ont été sélectionnées par l’archevêque de Turin ⁴ , gardien pontifical du suaire, agissant sur instruction du Saint-Siège, propriétaire du suaire. Dans le même temps, le British Museum a été invité à aider à la certification des échantillons fournis et à l’analyse statistique des résultats. Les procédures de prélèvement des échantillons et de traitement des résultats ont été discutées par les représentants des trois laboratoires choisis lors d’une réunion au British Museum en janvier 1988 et leurs recommandations ⁴ ont ensuite été approuvées par l’archevêque de Turin.

Retrait des échantillons du linceul

L’échantillonnage du linceul a eu lieu dans la sacristie de la cathédrale de Turin le matin du 21 avril 1988. Parmi les personnes présentes lors du prélèvement de l’échantillon du linceul se trouvaient le cardinal Anastasio Ballestrero (archevêque de Turin), le professeur L. Gonella (département de physique de l’École polytechnique de Turin et conseiller scientifique de l’archevêque), deux experts en textiles (le professeur F. Testore du département des sciences des matériaux de l’École polytechnique de Turin et G. Vial du Musée des Tissus et du Centre international d’étude des textiles anciens de Lyon), le Dr MS Tite du British Museum, des représentants des trois laboratoires de datation au radiocarbone (le professeur P. E. Damon, le professeur D. J. Donahue, le professeur E. T. Hall, le Dr. REM Hedges et le professeur W. Woelfli) et G. Riggi, qui a retiré l’échantillon du linceul.

Le linceul a été séparé du tissu de support le long de son bord inférieur gauche et une bande (~10 mm x 70 mm) a été découpée juste au-dessus de l’endroit où un échantillon avait été précédemment prélevé en 1973 pour examen. La bande provenait d’un seul endroit sur le corps principal du linceul, loin de toute tache ou zone carbonisée. Trois échantillons, chacun pesant environ 50 mg, ont été préparés à partir de cette bande. Les échantillons ont ensuite été emmenés dans la salle capitulaire adjacente où ils ont été enveloppés dans du papier aluminium puis scellés à l’intérieur de conteneurs en acier inoxydable numérotés par l’archevêque de Turin et le Dr Tite. Des échantillons pesant 50 mg provenant de deux des trois témoins ont été emballés de la même manière. Les trois conteneurs contenant le linceul (appelés échantillon 1) et deux échantillons témoins (échantillons 2 et 3) ont ensuite été remis aux représentants de chacun des trois laboratoires avec un échantillon du troisième témoin (échantillon 4), qui se présentait sous la forme de fils. Toutes ces opérations, à l’exception de l’emballage des échantillons dans du papier aluminium et de leur placement dans des conteneurs, ont été entièrement documentées par film vidéo et photographie.

Les laboratoires n’ont pas été informés du contenant contenant l’échantillon de linceul. Le tissage à chevrons caractéristique du linceul ne pouvant être comparé aux échantillons de contrôle, un laboratoire a pu identifier l’échantillon de linceul. Si les échantillons avaient été démêlés ou déchiquetés au lieu d’être remis aux laboratoires sous forme de morceaux de tissu entiers, il aurait été beaucoup plus difficile, mais pas impossible, de distinguer l’échantillon de linceul des échantillons de contrôle. (Avec des échantillons démêlés ou déchiquetés, le nettoyage avant traitement aurait été plus difficile et plus coûteux.) Comme le linceul avait été exposé à une large gamme de sources potentielles de contamination et en raison du caractère unique des échantillons disponibles, il a été décidé d’abandonner les procédures de test en aveugle dans l’intérêt d’un prétraitement efficace des échantillons. Mais les trois laboratoires se sont engagés à ne pas comparer les résultats avant qu’ils ne soient transmis au British Museum. De plus, dans deux laboratoires (Oxford et Zurich), après combustion au gaz, les échantillons ont été recodés de sorte que le personnel effectuant les mesures ne connaisse pas l’identité des échantillons.

Contrôles

Les trois échantillons témoins, dont l’âge approximatif a été communiqué aux laboratoires, sont énumérés ci-dessous. Deux se présentaient sous forme de morceaux de tissu entiers (échantillons 2 et 3) et un sous forme de fils (échantillon 4).

Échantillon 2.  Lin (échantillon QI.T/32) provenant d’une tombe fouillée à Qasr Ibrîm en Nubie par le professeur JM Plumley pour l’Egypt Exploration Society en 1964. Sur la base du motif brodé islamique et de l’inscription à l’encre chrétienne, ce lin pourrait être daté des XIe ou XIIe siècles après J.-C.

Échantillon 3. Lin de la collection du Département des antiquités égyptiennes du British Museum, associé à une momie de Cléopâtre du début du deuxième siècle après J.-C. de Thèbes (EA6707). Ce lin a été daté au laboratoire de recherche du British Museum à l’aide d’un comptage par scintillation liquide, ce qui a donné un âge au radiocarbone de 2 010 ± 80 ans BP (BM-2558). Cela correspond à un âge calendaire, arrondi aux 5 années les plus proches, de 110 cal avant J.-C. – 75 cal après J.-C. au niveau de confiance de 68 % ⁵ (où cal désigne les datations au radiocarbone calibrées).

Échantillon 4.  Fils retirés de la chape de Saint Louis d’Anjou conservée dans une chapelle de la basilique Saint-Maximin, Var, France. Sur la base des détails stylistiques et des preuves historiques, la chape pourrait être datée d’environ 1290-1310 après J.-C. (règne du roi Philippe IV).

Procédures de mesure

[ Nettoyage des échantillons ] :

Comme on ne savait pas dans quelle mesure la saleté, la fumée ou d’autres contaminants pouvaient affecter les échantillons de lin, les trois laboratoires ont subdivisé les échantillons et soumis les pièces à plusieurs procédures de nettoyage mécaniques et chimiques différentes.

Tous les laboratoires ont examiné les échantillons de textile au microscope pour identifier et éliminer tout corps étranger. Le groupe d’Oxford a nettoyé les échantillons à l’aide d’une pipette à vide, puis les a nettoyés à l’éther de pétrole (40 °C pendant 1 h) pour éliminer les lipides et la cire de bougie, par exemple. Zurich a prénettoyé l’échantillon dans un bain à ultrasons. Après ces procédures de nettoyage initiales, chaque laboratoire a séparé les échantillons pour un traitement ultérieur.

Le groupe de l’Arizona a divisé chaque échantillon en quatre sous-échantillons. Une paire de sous-échantillons de chaque textile a été traitée avec du HCL dilué, du NaOH dilué et de nouveau dans de l’acide, avec rinçage entre les deux (méthode a). La deuxième paire de sous-échantillons a été traitée avec un détergent commercial (1,5 % de SDS), de l’eau distillée, 0,1 % de HCL et un autre détergent (1,5 % de triton X-100) ; ils ont ensuite été soumis à une extraction Soxhlet avec de l’éthanol pendant 60 min et lavés avec de l’eau distillée à 70° C dans un bain à ultrasons (méthode b).

Le groupe d’Oxford a divisé l’échantillon pré-nettoyé en trois. Chaque sous-échantillon a été traité avec 1 M HCl (80 °C pendant 2 h), 1 M Na-OH (80 °C pendant 2 h) et à nouveau dans de l’acide, avec rinçage entre les deux. Deux des trois échantillons ont ensuite été blanchis dans du NaOCl (2,5 % à pH-3 pendant 30 min).

Le groupe de Zurich a d’abord divisé chaque échantillon nettoyé par ultrasons en deux, le traitement du deuxième ensemble d’échantillons étant différé jusqu’à ce que les mesures au radiocarbone sur le premier ensemble soient terminées. Le premier ensemble d’échantillons a ensuite été subdivisé en trois parties. Un tiers n’a reçu aucun autre traitement, un tiers a été soumis à un traitement faible avec 0,5 % de HCL (température ambiante), 0,25 % de NaOH (température ambiante) et à nouveau à l’acide, avec rinçage entre les deux. Le dernier tiers a subi un traitement fort, en utilisant la même procédure, sauf que du HCL à 5 % et du NaOH à 2,5 % ont été utilisés à chaud (80 °C). Après que la première série de mesures n’a révélé aucune trace de contamination, le deuxième ensemble a été divisé en deux parties, auxquelles ont été appliqués les traitements chimiques faible et fort.

[ conversion en cibles de graphite ]:

Tous les groupes ont brûlé le sous-échantillon de textile nettoyé avec de l’oxyde de cuivre dans des tubes scellés, puis ont converti le CO2 résultant en cibles de graphite. Arizona et Oxford ont converti le CO2 en CO en présence de zinc, suivi d’une réduction catalysée par le fer en graphite, comme décrit dans Slota et al . ⁶ . Zurich a utilisé une réduction catalysée par le cobalt en présence d’hydrogène, comme décrit par Vogel et al. ^7,8 .

[ Mesure des cibles en graphique ]:

Chaque laboratoire a mesuré les cibles en graphite fabriquées à partir des échantillons de textile, ainsi que les étalons et les blancs appropriés, en tant que groupe (une série). Chaque laboratoire a effectué entre trois et cinq mesures indépendantes pour chaque échantillon de textile, sur une période de temps d’environ un mois. Les résultats de ces mesures indépendantes (Tableau 1) représentent dans chaque cas la moyenne de plusieurs mesures répétées effectuées au cours de chaque série (les échantillons sont mesurés séquentiellement, la séquence étant répétée plusieurs fois). Les procédures de mesure spécifiques à chaque laboratoire sont données par Linick et al . ⁹ pour l’Arizona, par Gillespie et al . ¹⁰ pour Oxford et par Suter et al. ¹¹ pour Zurich. L’Arizona et Oxford ont mesuré les rapports ¹⁴ C/ ¹³ C par AMS et déterminé les rapports ¹³ C/ ¹² C en utilisant la spectrométrie de masse conventionnelle. Zurich a déterminé les rapports ¹⁴ C/ ¹² C et ¹³ C/ ¹² C quasi-simultanément en utilisant uniquement l’AMS.

[ Calculs des âges conventionnels au radiocarbone ]:

Les âges conventionnels au radiocarbone ont tous été calculés en utilisant les procédures suggérées par Stuiver et Polach ¹² , avec une normalisation à Ó ¹³ C = -25 ⁰ / 00 , et ont donc été rapportés en années BP (années avant 1950). Les erreurs, qui sont citées dans le Tableau 1 au niveau de 1 sd ( sd est l’écart type), comprennent l’erreur statistique (de comptage), la dispersion des résultats pour les étalons et les blancs, et l’incertitude dans la détermination de Ó ¹³ C (Arizona inclut l’erreur de Ó ¹³ C à un stade ultérieur, lors de la combinaison des résultats de sous-échantillons ; les erreurs d’Oxford inférieures à 40 ans sont arrondies à 40).

Tableau 1 Données de base (mesures individuelles)

	Exemple 1		Exemple 2		Exemple 3		Exemple 4		Codes de prétraitement et  de réplication
Arizona	AA-3367		AA-3368		AA-3369		AA-3370
	A1.1b*	591±30	A2.1b	922±48	A3.1b	1 838 ± 47	A4.1b	724±42
	A1.2b	690±35	A2.2a	986±56	A3.2a(1)	2 041 ± 43	A4.2a	778±88	a, méthode a
	A1.3a	606±41	A2.3a(1)	829±50	A3.3a	1 960 ± 55	A4.3a(1)	764±45	b, méthode b
	A1.4a	701±33	A2.4a(2)	996±38	A3.4a(2)	1 983 ± 37	A4.4a(2)	602±38	( ), même sous-échantillon
			A2.5b	894±37	A3.5b	2 137 ± 46	A4.5b	825±44
À 13 °C ( 0 / 00 )		-25,0		-23.0		-23,6		-25,0
Oxford	2575		2574		2576		2589
	O1.1u	795±65	O2.1u	980±55	O3.1u	1 955 ± 70	O4.2u	785±50	toi, non blanchi
	O1.2b	730±45	O2.1b	915±55	O3.1b	1 975 ± 55	O4.2b(1)	710±40	b, blanchi
	O1.1b	745±55	O2.2b**	925±45	O3.2b	1 990 ± 50	O4.2b(2)	790±45	( ), même   combinaison de prétraitement/d’exécution
Ó 13 C***( 0 / 00 )		-27,0		-27,0		-27,0		-27,0
Zurich	ETH-3883		ETH-3884		ETH-3885****		ETH-3882
	Z1.1u	733±61	Z2.1u	890±59	Z3.1u	1 984 ± 50	Z4.1u	739±63
	Z1.1w	722±56	Z2.1w	1 036 ± 63	Z3.2w	1 886 ± 48	Z4.1w	676±60	u, ultrasons uniquement
	Z1.1s	635±57	Z2.1s	923±47	Z3.2s	1 954 ± 50	Z4.1s	760±66	w, faible
	Z1.2w	639±45	Z2.2w	980±50			Z4.2w	646±49	s, fort
	Z1.2s	679±51	Z2.2s	904±46			Z4.2s	660±46
ÓC***** ( 0 / 00 )		-25,1		-23,6		-22.0		-25,5

• En années BP, corrigé pour le fractionnement à Ó ¹³ C ; erreurs au niveau de 1 écart-type ; voir le texte pour les détails du prétraitement.
• * Le code d’identification de chaque mesure indique, dans l’ordre, le laboratoire, l’échantillon, l’exécution de la mesure, le prétraitement et toute réplication impliquée.
•  ** Une réplication anormale (sur 6) obtenue pour une mesure indépendante O2.2b ; si elle est rejetée, elle réduit la date de 40 ans ; la date finale citée est en fait réduite de 20 ans. 
• *** Mesuré pour les échantillons 1 et 3 ; supposé pour les échantillons 2 et 4. 
• **** Le tissage lâche de l’échantillon Z3.1 a conduit à sa désintégration lors de traitements chimiques forts et faibles. Z3.2 a été centrifugé pour éviter la même perte de matière. 
• ***** Moyenne des déterminations séparées par AMS

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Résultats

Une fois les mesures terminées, les laboratoires ont transmis leurs résultats au British Museum Research Laboratory pour analyse statistique. Les résultats individuels fournis par les laboratoires sont présentés dans le tableau 1. Chaque date représente une combinaison unique de prétraitement et de mesure et s’applique à un sous-échantillon distinct, sauf indication contraire du code d’identification. Ces données montrent que, pour chaque laboratoire, il n’y a pas de différences significatives entre les résultats obtenus avec les différentes procédures de nettoyage utilisées par chacun.

Tableau 2 Résumé des datations moyennes au radiocarbone et évaluation de la dispersion interlaboratoire

Échantillon	1	2	3	4
Arizona	646 ± 31	927 ± 32	1 995 ± 46	722 ± 43
Oxford	750 ± 30	940 ± 30	1 980 ± 35	755 ± 30
Zurich	676 ± 24	941 ± 23	1 940 ± 30	685 ± 34
Moyenne non pondérée*	691 ± 31	936 ± 5	1 972 ± 16	721 ± 20
Moyenne pondérée**	689 ± 16	937 ± 16	1 964 ± 20	724 ± 20
Valeur X 2 (2 df)	6.4	0,1	1.3	2.4
Importance *** niveau (%)	5	90	50	30

Les dates sont exprimées en années BP. df, degrés de liberté.
* Erreurs types basées sur la dispersion.
** Erreurs types basées sur les erreurs citées combinées. *** Probabilité d’obtenir, par hasard, une dispersion entre les trois dates aussi élevée que celle observée, sous l’hypothèse que les erreurs citées reflètent toutes les sources de variation aléatoire.

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Les datations moyennes au radiocarbone et les incertitudes associées pour les quatre échantillons, telles que fournies par chacun des trois laboratoires, sont énumérées dans le tableau 2 et présentées dans la figure 1.

Le tableau 2 comprend également les moyennes globales non pondérées et pondérées, les pondérations étant proportionnelles aux erreurs au carré inverse telles que citées par les laboratoires. Le principe sous-jacent de l’analyse statistique a été de supposer que, sauf preuve contraire, les erreurs citées reflètent pleinement toutes les sources d’erreur et que les moyennes pondérées sont donc appropriées. Un examen initial du tableau 2 montre que la concordance entre les trois laboratoires pour les échantillons 2, 3 et 4 est exceptionnellement bonne. La dispersion des mesures pour l’échantillon 1 est légèrement supérieure à ce que l’on pourrait attendre des erreurs citées.

De manière plus quantitative, pour établir si la dispersion entre les moyennes des trois laboratoires correspondait aux erreurs citées, un test X ² ( Chi Deux ) a été appliqué aux dates de chaque échantillon, conformément à la procédure recommandée par Ward et Wilson ¹³ . Les résultats de ce test, présentés dans le tableau 2, montrent qu’il est peu probable que les erreurs citées par les laboratoires pour l’échantillon 1 reflètent pleinement la dispersion globale. Les erreurs peuvent toujours refléter les incertitudes des trois dates les unes par rapport aux autres, mais en l’absence de preuve directe à ce sujet, il a été décidé d’accorder aux trois dates de l’échantillon 1 un poids égal pour déterminer la moyenne finale et d’estimer l’incertitude de cette moyenne à partir de la dispersion des résultats.

Comme le montre le tableau 2, la moyenne non pondérée de l’âge radiocarbone de l’échantillon 1 et son incertitude sont de 691 ± 31 ans BP. Les limites de confiance pour l’échantillon 1 ont été obtenues en multipliant l’incertitude par t _d , la valeur d’une distribution t de Student à d degrés de liberté au niveau de probabilité approprié. La valeur de d , qui se situe entre les degrés de liberté inter- et intra-laboratoires — c’est-à-dire entre 2 et 9 — a été estimée à 5 sur la base d’une analyse de variance portant sur les 12 mesures individuelles fournies par les laboratoires ¹⁴ .

Les mesures individuelles d’un laboratoire particulier ont été pondérées en fonction de leur erreur inverse au carré, mais les contributions des différents laboratoires ont été pondérées de manière égale, assurant ainsi la cohérence avec le Tableau 2. Ainsi, pour l’échantillon 1, où l’erreur a été estimée à partir de la dispersion, des limites de confiance d’environ 68 % et 95 % pour la datation réelle au radiocarbone ont été trouvées à partir des erreurs de 1,1 sd et de 2,6 sd par rapport à la moyenne non pondérée respectivement, les facteurs de multiplication étant obtenus à partir des tables standard de la distribution t _5. Cependant, pour les échantillons 2, 3 et 4, les limites ont été obtenues de la manière habituelle à partir d’erreurs citées de 1 sd et de 2 sd par rapport aux moyennes pondérées, en supposant la normalité.

Les plages d’âge calendaire qui correspondent aux limites de confiance du radiocarbone sont présentées dans le tableau 3. Elles ont été déterminées à partir de la courbe de haute précision de Stuiver et Pearson ⁵ basée sur la datation dendrochronologique. La méthode A (la méthode d’interception) de la révision 2.0 du programme d’étalonnage du radiocarbone du Quaternay Isotope Laboratory ¹⁵ de l’Université de Washington a été utilisée. Dans cette méthode, l’erreur de la courbe d’étalonnage est d’abord incorporée à l’erreur du radiocarbone, élargissant ainsi légèrement les limites de l’échelle du radiocarbone ; on trouve ensuite des âges calendaires qui correspondent à ces limites, sans transformer la distribution de probabilité complète des datations au radiocarbone. Aucune incertitude supplémentaire n’a été ajoutée pour tenir compte de la courte période de croissance des échantillons de textiles. Il existe peu de directives publiées à ce sujet, bien qu’il ait été suggéré d’ajouter 15 ans en quadrature à l’incertitude globale de la datation au radiocarbone pour les échantillons de période de croissance inférieure à un an, comme le lin. En général, une telle incertitude supplémentaire élargirait les limites calendaires de 95 % d’environ 2 à 4 ans à chaque extrémité, à l’exception de l’échantillon 3 où la limite de 9 cal BC serait modifiée à 34 cal BC.

Les limites de 95 % pour le linceul sont également illustrées dans la figure 2, où il apparaît clairement que l’étalonnage de la datation au radiocarbone pour l’échantillon 1 donne une double plage. La transformation correcte des distributions de probabilité de l’échelle du radiocarbone à l’échelle calendaire est encore sujette à débat, car il existe deux méthodes différentes pour traiter les interceptions multiples. Cependant, les deux méthodes s’accordent sur le fait que le pic de probabilité majeur se situe dans la première des deux plages, dans la plage de 68 % à la fin du XIIIe siècle. L’échantillon 4 a une plage calendaire très étroite : cela est dû à la pente raide de la courbe d’étalonnage à ce point, et constitue un cas occasionnel d’étalonnage réduisant plutôt qu’augmentant une plage de confiance. L’échantillon 3 se compare bien à la date obtenue par datation au radiocarbone classique ; rien ne prouve qu’il y ait une différence entre les deux résultats. Les dates des échantillons 2 et 4 concordent avec les preuves historiques, qui les placent respectivement aux XIe et XIIe siècles et à la fin du XIIIe/début du XIVe siècles après J.-C.

Les résultats, ainsi que l’évaluation statistique des données préparées au British Museum, ont été transmis au professeur Bray de l’Istituto di Metrologia ‘G. Colonetti’ de Turin, pour commentaires. Il a confirmé que les résultats des trois laboratoires étaient compatibles entre eux et que, sur la base des éléments présentés, aucun des résultats moyens n’était discutable.

Tableau 3 Plages de dates calibrées aux niveaux de confiance de 68 % et 95 %

Échantillon	Date moyenne (an BP)		Plages de dates du calendrier
1*	691 ± 31	68%	1273-1288 après J.C.
		95%	1262 – 1312, 1353 – 1384 après J.-C.
2 **	937 ± 16	68%	1032-1048, 1089-1119, 1142-1154 après J.-C.
		95%	1026 – 1160 après J.C.
3**	1 964 ± 20***	68%	Calibre 11-64 après J.C.
		95%	9 cal av. J.-C. – 78 cal apr. J.-C.
4**	724 ± 20	68%	1268 – 1278 après J.C.
		95%	1263 – 1283 après J.C.

* Limites de confiance sur l’échelle radiocarbone déterminées à partir de l’erreur type sur la moyenne non pondérée, en supposant une distribution t ₅ (facteurs multiplicateurs 1,1 et 2,6 pour 68 % et 95 % respectivement). Erreur type estimée à partir de la dispersion.

** Limites de confiance sur l’échelle radiocarbone déterminées à partir de l’erreur type sur la moyenne pondérée, en supposant une distribution normale (en multipliant les facteurs 1 et 2 pour les limites de 68 % et 95 % respectivement). Erreur type calculée à partir des erreurs citées.

*** Datation par radiocarbone conventionnel au British Museum : 2010 ± 80 ans BP (MB – 2558).

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Conclusions

Les résultats des mesures au radiocarbone effectuées à Arizona, Oxford et Zurich fournissent une fourchette calibrée d’âge calendaire avec au moins 95 % de confiance pour le lin du Suaire de Turin de 1260 à 1390 après J.-C. (arrondi à 10 ans près). Ces résultats fournissent donc une preuve concluante que le lin du Suaire de Turin est médiéval.

Les résultats des mesures au radiocarbone effectuées par les trois laboratoires sur quatre échantillons de textile, soit un total de douze ensembles de données, montrent qu’aucune des mesures ne diffère de sa valeur moyenne appropriée de plus de deux écarts types. Les résultats des trois échantillons de contrôle concordent bien avec les mesures au radiocarbone précédentes et/ou les dates historiques.

[ Remerciements ]

Nous remercions le cardinal Anastasio Ballestrero de nous avoir permis d’accéder au linceul, le professeur L. Gonella pour son aide et son soutien tout au long du projet et le professeur A. Bray pour ses commentaires sur notre évaluation statistique des données.

Nous remercions également Mlle E. Crowfoot ⁵ , T.G.H. James, le Dr Jacques. Evin, M. Prevost-Macillacy, Gabriel Vial, le maire de Saint-Maximin et la Société d’exploration de l’Égypte pour leur aide dans l’obtention des trois échantillons de contrôle d’âge connu.

Oxford remercie PH South (Precision Process (Textiles) Ltd, Derby) pour avoir examiné et identifié le coton trouvé sur l’échantillon du linceul ; RL Otlet (Laboratoire de mesure des isotopes, AERE, Harwell) pour les mesures du rapport des isotopes stables sur deux échantillons ; J. Henderson et le Département de géologie de l’Oxford Polytechnic pour avoir entrepris la microscopie électronique à balayage, et le SERC pour la subvention de recherche spéciale qui a fourni le soutien principal à l’unité d’accélérateur de radiocarbone.

Zurich remercie le Paul Scherrer Institut (PSI, CH-5234 Villigen) pour son soutien technique et financier.

Le programme AMS de l’Arizona est partiellement financé par une subvention de la NSF.

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1. Burleigh, R., Leese, MN et Tite, MS Radiocarbon 28 , 571-577 (1986).
2. Tite, MS Nature 332 , 482 (1988)
3. Stuiver, M. et Pearson, GW Radiocarbon 28 , 805-838 (1986).
4. Slota, PJ, Jull, AJT, Linick, TW et Toolin, LJ Radiocarbon 29 , 303-306 (1987).
5. Vogel, JS, Nelson, DE et Southon, JR Radiocarbon 29 , 323-333 (1987).
6. Vogel, JS, Southon, JR et Nelson, DE Nucl. Instrument. Méth. B29 , 50-56 (1987).
7. Linick, TW, Jull, AJT, Toolin, LJ et Donahue, DJ Radiocarbon 28 , 522-533 (1986).
8. Gillespie, R., Gowlett, JAJ, Hall, ET & Hedges, REM Archéométrie 26 , 15-20 (1984).
9. Suter, M. et. al. Nucl. Instrument. Méth. 233[B5] , 117-122 (1984).
10. Stuiver, M. & Polach, HA Radiocarbon 19 , 355-363 (1977).
11. Ward, GK et Wilson, SR Archéométrie 20 , 19-31 (1978).
12. Caulcott, R. & Boddy, R. Statistiques pour les chimistes analytiques (Chapman et Hall, Londres, 1983).
13. Stuiver, M. & Reimer, PJ Radiocarbone 28 , 1022-1030 (1986).

— Notes —

1. publié sur shroud.com [↩]
2. La S. Sindone-Ricerche et les études de la Commission des Esperti nommées par l’Arcivescovo di Torino, le Cardinal Michele Pellegrino, en 1969 Supplément de la Rivista Diocesana Torinese (1976). [↩]
3. Jumper, EJ et al . dans Archaeological Chemistry-III (éd. Lambert, JB) 447-476 (Am. chem. Soc., Washington, 1984).[↩]
4. Anastasio Ballestrero [↩]
5. Elizabeth Crowfoot, historienne et archéologue textile britannique de renom, spécialisée dans les textiles anciens, fille de John Winter Crowfoot et Grace Mary Crowfoot, eux-mêmes figures importantes dans le domaine dès les années 1920[↩]