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La périurbanisation renforce-t-elle la ségrégation résidentielle urbaine en France1 ?

Do Urban Spread Reinforce Residential Segregation in French Cities?
Sylvie Charlot, Mohamed Hilal et Bertrand Schmitt
p. 29-44

Résumés

L'objectif de ce papier est d’examiner le rôle de la périurbanisation dans le renforcement des disparités socio-spatiales au sein des agglomérations françaises. La littérature récente mettant en parallèle les phénomènes de périurbanisation et de ségrégation étaie l'hypothèse selon laquelle le mouvement de périurbanisation pourrait être une source importante de ségrégation. Nous construisons, sur la base des profils socioprofessionnels, un indicateur de disparités sociales qui permet d’identifier ces disparités au sein des aires urbaines en distinguant pôles urbains et couronnes périurbaines. L’analyse de l’évolution de cet indicateur entre les recensements de 1990 et 1999 permet d’observer la grande dispersion des degrés de ségrégation entre les agglomérations françaises. On observe également un fort lien entre la taille de l’agglomération et l’accroissement de la ségrégation dans la plupart des cas. On montre ensuite que, bien que les flux de périurbanisation pèsent peu au regard des migrations internes aux pôles urbains et qu’ils ne se différencient que légèrement selon les catégories sociales, l’intensité de la périurbanisation des cadres et des professions intermédiaires explique le degré de ségrégation sociale observé dans les agglomérations urbaines françaises. En revanche et bien que largement majoritaires, les mobilités résidentielles qui restent à l’intérieur des pôles urbains ne provoquent pas le tri social interne aux pôles urbains que l’on aurait pu attendre. Quand il a lieu, ce tri s’effectue donc principalement par extraction des pôles urbains des catégories sociales moyennes et supérieures.

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Texte intégral

Introduction

  • 1 Ce travail a été réalisé dans le cadre de la consultation de recherche « Polarisation sociale de l’ (...)

1La périurbanisation, qui permet à une partie de la population urbaine d’accéder à la propriété en périphérie des villes, est porteuse d’un processus de tri de la population dans l’espace et donc de ségrégation spatiale.

2L’arbitrage coût du logement - coûts des migrations alternantes est au cœur du mécanisme économique de la périurbanisation : la concentration urbaine intensifie la concurrence pour l’occupation du sol et accroît les coûts fonciers au centre de la ville ; les ménages, pour échapper à cette augmentation, s’éloignent du centre urbain, mais au prix d’une hausse de leur coût de déplacements. L’économie urbaine nous enseigne que les ménages, afin de pouvoir accéder quotidiennement à leur lieu de travail, sont contraints à ne pas s’éloigner trop des emplois et donc des villes. Ils doivent donc effectuer un premier arbitrage entre se loger au plus près des centres urbains, là ou l’espace étant le plus rare la pression foncière est très forte, ou s’en éloigner pour accéder à plus d’espace et supporter un coût généralisé de transport domicile - travail relativement élevé.

3Cet arbitrage ne se pose pas dans les mêmes termes pour tous les ménages et son résultat, le choix du lieu de résidence et de la taille du logement, dépend principalement du revenu, le niveau du budget des ménages consacré au logement s’accroissant avec le revenu. Finalement, la périurbanisation, parce qu’elle résulte de choix résidentiels de ménages hétérogènes, est porteuse d’un tri spatial des populations en fonction de leurs caractéristiques.

4L’objet de ce papier est d’étudier dans quelle mesure la périurbanisation a renforcé les disparités socio-spatiales au sein des agglomérations françaises entre deux recensements. La section 1 résume la littérature récente, qui met en parallèle les phénomènes de périurbanisation et de ségrégation et formule l’hypothèse que le mouvement de périurbanisation pourrait être une source importante de la ségrégation. La section 2 permet d’établir le bilan de la ségrégation urbaine en France en 1999, et de son évolution entre 1990 et 1999. On observe ainsi un accroissement des disparités socio-spatiales. Dans la section 3, nous mesurons les dynamiques résidentielles à partir des flux migratoires de périurbanisation par catégorie sociale, ce qui nous amène, dans la dernière section (4), à analyser l’effet de ces dynamiques résidentielles sur l’évolution de la ségrégation urbaine.

Ségrégation et périurbanisation : les mécanismes à l’œuvre

5La structure spatiale des villes et la composition sociale des quartiers s’expliquent par des facteurs historiques et institutionnels (tels que le choix d’un site, les politiques et la réglementation urbaines, les choix collectifs de localisation des logements sociaux, etc.), mais également par d’importantes forces économiques. Pour comprendre ces mécanismes, l’économie urbaine fournit un cadre théorique simple dans lequel les ménages urbains sont en concurrence pour l’occupation du sol. L’arbitrage de chaque ménage, entre la taille de son logement et la proximité au centre de l’agglomération où se localisent les emplois et les infrastructures culturelles et éducatives, conduit à une structure spatiale où les prix fonciers, qui capitalisent l’accessibilité offerte en chaque lieu, sont plus élevés au centre des villes, et où les ménages occupent des logements plus spacieux lorsqu’ils résident en périphérie. L’augmentation des coûts de transport quotidien auxquels sont confrontés les ménages lorsqu’ils s’éloignent du centre est donc compensée par la jouissance d’un logement plus grand (voir Fujita, 1989, pour une description détaillée de ce modèle). Outre sa simplicité, l’intérêt pour notre propos de ce cadre analytique est de rendre compte à la fois des phénomènes de périurbanisation et de ségrégation résidentielle.

  • 2 On ajoute parfois à ces deux facteurs d’étalement urbain des facteurs démographiques (l’augmentati (...)

6L’étalement urbain trouve, en partie, son origine dans deux évolutions concomitantes. En premier lieu, l’augmentation continue des revenus moyens, en induisant une demande de consommation de logement plus importante, a éloigné la frontière de la ville en déplaçant les ménages vers la périphérie des agglomérations où le prix de la terre est plus faible [Anas et al., 1998 ; Brueckner, 2000]. On estime ainsi qu’en France, une augmentation de 1 % du revenu conduit à une hausse de la consommation de la surface de logement de 0,7 à 0,8 % [Cavailhès, 2004]. Parallèlement, la baisse continue du coût d’usage des automobiles (réduction du prix à l’achat, amélioration des infrastructures routières, maintien du prix relatif du carburant malgré des périodes de hausses) a rendu plus attractives des localisations distantes du centre et a permis un accroissement du nombre de ménages périurbains, ces derniers pouvant en outre s’affranchir des transports publics2.

  • 3 Au sens du Zonage en aires urbaines (ZAU) de l’INSEE (cf. annexe 1 pour la définition de ces catégo (...)

7Ces deux évolutions ont bien conduit à un étalement continu des agglomérations et de leurs aires d’influence : alors qu’en 1990, les communes françaises périurbaines3 regroupent 9 millions d’habitants sur 22 % du territoire métropolitain (10 000 communes sur un total de 36 500), ces mêmes communes regroupent, en 1999, 12,3 millions d’habitants sur un tiers du territoire. Cette évolution résulte d’une augmentation démographique des communes déjà périurbaines qui gagnent près de 700 000 habitants et d’une extension spatiale des aires urbaines qui, avec près de 4 000 communes devenues « périurbaines », gagnent leurs 3 millions de résidents [Bessy-Pietri et Sicamois, 2001 ; Cavailhès et Schmitt, 2002]. Ce mouvement de périurbanisation s’accompagne également d’une consommation de logements plus spacieux que dans le passé : 35 m² en 1996 contre 22 m² en 1970 [Cavailhès, 2004].

8Le mouvement de périurbanisation peut amplifier les ségrégations au sein des aires urbaines dans la mesure où il opère un tri sélectif des populations. En effet, les ménages, ayant des revenus différents, font des arbitrages différenciés entre coûts fonciers et coûts de déplacements et ne se localisent donc pas aux mêmes endroits. Ceux qui n’ont pas les moyens d’acquérir une automobile et encore moins d’accéder à la propriété ne suivent pas le mouvement. Ouvriers qualifiés et professions intermédiaires s’installent dans le périurbain tandis que les ouvriers non qualifiés, les immigrés, les chômeurs restent plutôt dans les villes, souvent en banlieue. La mobilité résidentielle intra-urbaine, liée au cycle de vie et à la taille des familles, a également un rôle actif dans le processus de ségrégation : les jeunes couples des classes moyennes tendent à se périurbaniser au moment de l’agrandissement de la famille [Goffette-Nagot, 1996 ; Cavailhès et Goffette-Nagot, 2001], laissant ainsi dans les pôles urbains les ménages aux revenus supérieurs, attirés par les avantages de la centralité, et ceux aux revenus les plus modestes. Ces forces ségrégatives différencient, de façon marquée, la composition résidentielle des villes-centres, pôles et couronnes périurbaines. La configuration spatiale qui résulte de ces choix de (re)localisation est la suivante : les ménages les plus aisés se localisent au centre, ceux à revenu moyen en périphérie et les ménages les plus pauvres en position intermédiaire [Schmitt et al., 1998 ; Goffette-Nagot, 2001]. Cette structure est qualifiée de « ville à trois vitesses » [Béhar et al., 2004], voire à « quatre vitesses » avec un périurbain lointain où vivent des ménages pauvres n’ayant pas les moyens d’occuper des localisations plus centrales [Cavailhès et Selod, 2003]. La contribution de la périurbanisation à la ségrégation résidentielle passe ainsi par des flux migratoires sélectifs entre espaces urbains et périurbains.

La ségrégation résidentielle des aires urbaines françaises

9La mesure de la ségrégation urbaine donne lieu à de nombreuses discussions méthodologiques (voir, par exemple, Apparicio 2000) dont nous ne pouvons reproduire la richesse et la complexité. Ici, la ségrégation résidentielle est analysée en utilisant un indice d’entropie qui mesure le degré de coexistence entre les catégories sociales ouvrières et cadres au sein de chacun des 163 plus grands pôles et aires urbaines françaises (cf. annexe 1). Ces indices ont pu être calculés en intégrant les retraités dans la classe correspondant à leur profession.

10Les indices ont une faible valeur, par rapport à leur valeur théorique maximale qui décrirait l’absence totale de mixité sociale (dans une unité spatiale élémentaire ne résiderait qu’une seule classe sociale). Le niveau de l’indice étant difficilement interprétable, seules les comparaisons et les évolutions seront analysées.

11Le tableau 1 présente les statistiques descriptives du rapport entre les indices et leur valeur maximale théorique, calculées à l’échelle des aires urbaines, d’une part, et des pôles urbains, d’autre part, en 1990 et 1999. La médiane est toujours inférieure à la moyenne et le dernier quartile est relativement élevé par rapport au premier ou la médiane. L’asymétrie de la distribution indique que la ségrégation est très forte, comparativement à la moyenne, dans un petit nombre d’aires et de pôles urbains, et qu’elle est peu intense dans la majorité d’entre eux.

Tableau 1. Indices de ségrégation cadres / ouvriers (163 aires ou pôles urbains)

Tableau 1. Indices de ségrégation cadres / ouvriers (163 aires ou pôles urbains)

Source : INRA UMR 1041 CESAER, d’après recensements de la population de 1990 et 1999 (INSEE).

12En outre, la ségrégation résidentielle est plus forte lorsque les retraités ne sont pas réintégrés au sein de la catégorie sociale à laquelle ils appartenaient que lorsqu’ils le sont. Ceci met en lumière d’importants effets générationnels et temporels : la ségrégation au sein des aires urbaines est plus marquée pour les actifs et donc les plus jeunes.

13Les indices calculés sur les seuls pôles urbains sont, en moyenne, beaucoup plus élevés que ceux calculés sur les aires urbaines dans leur totalité, ce qui tend à montrer une plus grande ségrégation au sein des villes qu’au sein de leur zone d’influence.

14La ségrégation augmente légèrement entre 1990 et 1999, celle-ci étant plus marquée dans les pôles urbains que dans les aires urbaines.

15La corrélation entre le poids démographique de l’aire ou du pôle et le niveau de ségrégation est positive et significative, de l’ordre de 40 % (graphique 1).

Graphique 1. Relation entre l’indice de ségrégation et la taille des aires urbaines en 1999

Graphique 1. Relation entre l’indice de ségrégation et la taille des aires urbaines en 1999

Source : INRA UMR 1041 CESAER, d’après recensement de la population de 1999 (INSEE).

16Cette liaison est à mettre en relation avec le fonctionnement des marchés fonciers : avec une plus forte densité, la pression foncière devient telle qu’elle pousse les familles à revenu moyen, cherchant à devenir propriétaires, à s’éloigner du centre, contribuant ainsi à un tri spatial des différentes catégories sociales.

17On retient de ces éléments, qu’en moyenne, (i) la ségrégation s’accroît avec le temps, (ii) qu’elle est plus élevée au sein des pôles urbains que sur l’ensemble de leur aire d’influence, (iii) qu’il existe des effets générationnels importants, visibles à travers les effets de l’introduction des retraités, et (iv) qu’elle croît également avec la taille des aires urbaines. On constate également que certaines grandes villes sont très ségrégées, et ce de manière stable dans le temps. Ainsi, se constitue un premier faisceau d’indices corroborant l’hypothèse d’un impact de la périurbanisation sur la ségrégation urbaine en France, œuvrant via les interactions sur le marché foncier. La forte pression foncière dans les grandes villes pousse à la périurbanisation des classes moyennes, ce qui renforce la ségrégation.

Les dynamiques résidentielles au sein des aires urbaines

18Afin d’analyser le rôle qu’a pu jouer la périurbanisation sur la ségrégation pendant la période considérée, les flux de migrations résidentielles, en particulier des pôles urbains vers leur couronne périurbaine ont été analysés. Ces flux entre catégories du ZAU (délimitation 1999) des communes de résidence sont examinés durant les deux périodes 1982-90 et 1990-99.

Tableau 2. Taux de mobilité entre deux recensements (82-90 & 90-99) de la population des 163 aires urbaines (en % de la population en début de période et hors migrations internationales)

Tableau 2. Taux de mobilité entre deux recensements (82-90 & 90-99) de la population des 163 aires urbaines (en % de la population en début de période et hors migrations internationales)

Source : INSEE, Recensements de la population de 1990 et 1999.

19Le tableau 2 présente les taux de mobilité. Environ 30 % des plus de 15 ans résidant en début de période dans une aire urbaine ont changé de commune de résidence. La moitié de ces mobilités se font au sein d’une même aire.

20La mobilité résidentielle se réduisant avec l’âge, les actifs sont nettement plus mobiles que les retraités : entre 1990 et 1999, 38 % des actifs des 163 aires urbaines de l’étude ont changé de commune de résidence contre seulement 15 % des retraités. Le taux de mobilité à l’intérieur de la même aire urbaine atteint, pour les actifs, 21 % des résidents de début de période contre seulement 6 % des retraités et les mobilités entre aires urbaines touchent 10 % des actifs des aires urbaines de l’étude contre moins de 4 % des retraités.

21Comme on pouvait le supposer, la mobilité des actifs dépend de leurs catégories sociales (tableau 3). Ainsi, les cadres sont plus mobiles que les professions intermédiaires : 46 % des cadres ont, entre 1990 et 1999, changé de commune de résidence contre 40 % des professions intermédiaires, ces taux de mobilité ayant eu tendance à augmenter entre les deux périodes intercensitaires étudiées. À l’inverse, les ouvriers et, dans une moindre mesure, les employés changent moins souvent de commune de résidence : seuls 36 % des premiers et 31 % des seconds l’ont fait entre 1990 et 1999, ces taux n’évoluant que peu entre les deux périodes intercensitaires.

22La différence de comportement migratoire entre, d’une part, les cadres et professions intermédiaires et, d’autre part, les ouvriers et les employés, se joue sur les migrations à longue distance. En effet, les mobilités entre aires urbaines touchent près de 19 % des cadres entre 1990 et 1999 (17 % entre 1982 et 1990) et 13 % des professions intermédiaires (respectivement 12 %), alors que ce taux de mobilité entre aires urbaines s’établit à 9 % pour les employés et à 5 % pour les ouvriers. À l’inverse, les taux de mobilité interne aux aires urbaines, compris entre 20 et 23 %, varient peu d’une catégorie sociale à l’autre. Il en est de même des taux de sortie des aires urbaines de l’étude, qui sont compris entre 5 et 7 %, quelle que soit la période considérée.

Tableau 3. Différenciation selon la catégorie socioprofessionnelles de la mobilité entre deux recensements (1982-90 et 1990-99) de la population des 163 aires urbaines (en % de la population en début de période et hors migrations internationales)

Tableau 3. Différenciation selon la catégorie socioprofessionnelles de la mobilité entre deux recensements (1982-90 et 1990-99) de la population des 163 aires urbaines (en % de la population en début de période et hors migrations internationales)

Source : INSEE, Recensements de la population de 1990 et 1999.

23L’analyse plus fine de l’orientation de ces flux, telle que proposée dans le tableau 4, a fait apparaître le faible poids des flux de périurbanisation. En adoptant une définition restrictive de ceux-ci, c’est-à-dire en considérant les flux migratoires des pôles urbains (ville-centre et banlieue) vers les couronnes périurbaines de la même aire urbaine, ces flux ne représentent que 11 % des changements de communes observés entre 1990 et 1999. Bien sûr, ces flux sont nettement plus élevés que les flux inverses (des couronnes périurbaines vers les pôles urbains), qui ne rassemblent que 7 % de l’ensemble des flux. Cette différence de poids entre flux réciproques explique sans difficulté l’augmentation importante de la population périurbaine (+ 12 % de croissance entre 1990 et 1999, contre + 4 % pour les pôles urbains). Ils pèsent cependant peu au regard des flux internes aux pôles urbains, et notamment aux flux entre communes de banlieue d’une même aire urbaine (22 % des flux migratoires) auxquels peuvent être ajoutés les flux entre ville-centre et communes de banlieue (11 % du centre vers la banlieue et 8 % de la banlieue vers le centre).

24On retrouve cette même hiérarchie des flux lorsque l’on tient compte des flux entre aires.

25L’analyse par catégorie socioprofessionnelle de ces flux migratoires ne fait apparaître que peu de divergences entre catégories dans l’orientation des flux migratoires (tableau 4b). Si les flux de périurbanisation circonscrits à l’aire urbaine d’appartenance pèsent plus lourds chez les ouvriers que pour les autres catégories sociales, ils ne touchent que 14 % des flux migratoires ouvriers et restent très en deçà des 25 % de flux ouvriers entre communes de banlieue de la même aire auxquels s’ajoutent, en migrations intra-pôles urbains, les 12 % de flux de la ville-centre vers la banlieue et les 8 % de flux inverses (de banlieue vers ville-centre). À l’inverse, les cadres se périurbanisent moins : seuls 7,6 % des flux migratoires de cadres sont concernés par ce mouvement lorsqu’il est circonscrit à la même aire urbaine, taux qui passe à 13 % lorsque l’on y ajoute les flux de périurbanisation avec changement d’aire urbaine de résidence. Si, ici aussi, les flux de banlieue à banlieue sont largement dominants (ils représentent 26 % des flux de courte et de longue distance), les flux de villes-centres à banlieue et les flux entre villes-centres sont également très caractéristiques des cadres. Les premiers représentent un cinquième des flux migratoires de cette catégorie (contre 17,5 % pour l’ensemble des actifs) alors que les seconds représentent 14 % des mêmes flux (contre 8,6 % pour l’ensemble des actifs).

26Les comportements migratoires des professions intermédiaires et des employés se situent en position intermédiaire entre ces cas polaires. Si les flux de périurbanisation internes à l’aire urbaine concernent environ 12 % des flux de ces deux catégories (taux plus proche des ouvriers, 14 %, que des cadres, 8 %), elles se rapprochent également des situations ouvrières par le poids important des migrations entre communes de banlieue d’une même aire urbaine (entre 23 % et 25 % de leurs flux). En revanche, elles se rapprochent des cadres par l’importance qu’y ont les flux entre aires urbaines, ce qui, par rapport aux ouvriers, accroît le poids des migrations de centre à centre (9 % des migrations des professions intermédiaires et 7 % des celles des employés).

27Il ressort de cette analyse des flux migratoires que les migrations de périurbanisation pèsent finalement peu en comparaison des mobilités internes aux pôles urbains ou entre pôles urbains. Même si ce mouvement de périurbanisation se différencie un peu socialement puisqu’il concerne plus spécifiquement les ouvriers que les cadres, les écarts qui en résultent ne remettent pas en cause la forte domination des flux intra- et inter- pôles urbains. En conséquence, on peut se demander, contrairement à nos hypothèses initiales, si ce ne sont pas les migrations résidentielles entre les différents secteurs géographiques à l’intérieur des pôles urbains (c’est-à-dire les différents quartiers des villes-centres et des banlieues), qui pèsent le plus dans l’accroissement de la ségrégation sociale urbaine mis en évidence dans la section précédente, plus que le brassage et/ou le tri social que peut entraîner le mouvement de périurbanisation.

Tableau 4. Orientation des flux migratoires (82-90 & 90-99) de la population ayant changé de commune pour les 163 aires urbaines (en % de la population ayant migré)

4a. Population en âge de travailler et répartie en actifs et retraités

4a. Population en âge de travailler et répartie en actifs et retraités

4b. Différenciation selon la catégorie socioprofessionnelle

4b. Différenciation selon la catégorie socioprofessionnelle

Source : INSEE, Recensements de la population de 1990 et 1999

Impact de la périurbanisation sur la ségrégation urbaine

28Au vu des résultats précédents, il apparaît nécessaire de s’interroger sur le rôle des flux migratoires dans le processus de ségrégation spatiale qui touche les agglomérations urbaines françaises, et notamment aux rôles de la périurbanisation de certaines catégories sociales et des mouvements internes aux pôles urbains.

29En recourant à l’estimation de modèles de régression linéaire, dont on trouvera en annexe 2 la description détaillée, on cherche à expliquer les niveaux atteints en 1990 et 1999 par les indices de ségrégation urbaine par un ensemble de variables. Nous ne présentons que les résultats concernant l’indice opposant les ouvriers et les cadres et incluant les retraités ; les résultats concernant l’indice excluant les retraités étant similaires (voir Charlot et al. 2006). Certaines des variables explicatives jouent le rôle de variables de contrôle : taille de l’aire ou du pôle urbain et son « taux d’embourgeoisement ». Aux côtés de ces variables, on a introduit des variables d’intérêt décrivant le poids respectif de la périurbanisation et des mobilités internes au pôle urbain des catégories sociales moyennes et supérieures, à savoir les cadres (modèle a) et les professions intermédiaires (modèle b). Dans la mesure où ces variables sont par nature très corrélées entre elles, on les a introduites successivement (et non conjointement) dans l’analyse afin d’éviter les problèmes statistiques liés à la colinéarité. On a en outre introduit des variables « muettes » destinées à contrôler les caractéristiques spécifiques de certaines aires ou pôles urbains, dont la liste est fournie en annexe 2.

Tableau 5. Résultats des estimations pour les aires urbaines

Tableau 5. Résultats des estimations pour les aires urbaines

Lecture : régressions linéaires des niveaux de ségrégation atteints en 1990 et 1999 dans les aires urbaines en fonction de différentes variables. Les modèles (a) et (b) diffèrent par le jeu des variables explicatives pris en compte : (a) se centre sur le rôle de la mobilité des cadres alors que (b) prend en compte la mobilité des « professions intermédiaires ». Les estimations sont effectuées selon la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO). Pour chaque variable, le tableau fournit le coefficient estimé et la valeur du t de Student associé à son écart-type, test de significativité du paramètre (entre parenthèses). Les paramètres suivis d’une, deux ou trois étoiles sont statistiquement significatifs (c’est-à-dire significativement différents de zéro) au seuil de 1 % (***), au seuil de 5 %, (**) ou au seuil de 10 %, (*), l’absence d’étoile signifiant que le rôle de la variable n’est pas statistiquement significatif (paramètre non statistiquement différent de zéro), et le t de Student entre parenthèses. Un paramètre de signe positif (resp. négatif), statistiquement significatif, indique que la variable explicative considérée accroît (resp réduit), toutes choses étant égales par ailleurs, le niveau de ségrégation dans l'aire urbaine

30Les résultats de ces régressions sont rassemblés dans le tableau 5 pour ce qui concerne les indices de ségrégation calculés en 1990 et 1999 au niveau des aires urbaines et le tableau 6 pour leur évaluation au niveau des pôles urbains. Ils confirment tout d’abord le rôle important joué par la taille de l’aire ou du pôle urbain dans le niveau de ségrégation sociale de ces aires et pôles. Plus la taille de l’aire ou du pôle augmente, plus la ségrégation cadres-ouvriers s’accroît. Cette forte liaison se retrouve tant en 1990 qu’en 1999. Les élasticités au point moyen que l’on peut calculer en pondérant les paramètres estimés par les valeurs moyennes atteintes par les variables expliquées et explicatives, précisent l’importance de cette liaison : lorsque le logarithme de la population d’un pôle ou d’une aire urbaine s’accroît de 1 %, l’intensité de la ségrégation urbaine, mesurée par les différents indices de ségrégation utilisés ici, s’accroît de 0,9 % à 1 %.

31À l’inverse, le « taux d’embourgeoisement » de la zone urbaine, appréhendé par la part (au recensement précédent) des cadres et artisans-commerçants-chefs d’entreprise dans la population active, ne joue qu’exceptionnellement un rôle dans le niveau de ségrégation urbaine. Quand il joue, son rôle est positif, c’est-à-dire qu’une aire urbaine ou un pôle où les catégories sociales supérieures sont proportionnellement importantes, aura tendance à être socialement plus ségrégé. L’introduction de cette variable sous forme quadratique révèle l’existence d’un seuil maximal au-delà duquel cet effet s’atténue, ce seuil apparaissant néanmoins très élevé. Mais, cet effet du poids des catégories sociales supérieures ne se fait ressentir (ie, le paramètre estimé n’est pas significatif) que dans certains des cas de l’opposition cadres versus ouvriers : c’est principalement en 1990 quand la ségrégation est appréhendée au niveau de l’aire urbaine.

32Le rôle des mouvements de périurbanisation des catégories sociales moyennes ou supérieures sur l’intensité de la ségrégation urbaine apparaît assez clairement, avec des nuances qu’il nous faut expliciter. En effet, lorsque la ségrégation est analysée au niveau de l’aire urbaine (tableau 5), c’est la périurbanisation des professions intermédiaires entre 1982 et 1990 qui influe positivement le niveau de ségrégation de 1990 (modèle b) alors que ce sont les mouvements de périurbanisation des cadres au cours de la période suivante qui expliquent le plus les niveaux de ségrégation de 1999 (modèle a). L’influence de la périurbanisation des cadres sur la ségrégation en 1999 est de même ampleur que celle des professions intermédiaires sur la ségrégation de 1990, l’élasticité au point moyen étant de 1,83 dans le premier cas contre 1,78 dans le second.

33Lorsque la ségrégation urbaine est analysée au niveau du seul pôle urbain (tableau 6), la périurbanisation de chacune de ces deux catégories sociales amplifie la ségrégation tant en 1990 qu’en 1999. Si, en 1990, la périurbanisation des professions intermédiaires joue plus fortement que celle des cadres (l’élasticité au point moyen étant de 4,64 pour les premiers contre 2,40 pour les seconds), leur influence est identique en 1999 (élasticité au point moyen de 4,70 pour les cadres contre 5,6 pour les professions intermédiaires).

34En revanche, les migrations internes au pôle urbain (même décomposées en flux centre-banlieue et banlieue-banlieue) n’influencent qu’exceptionnellement la ségrégation urbaine. Très rares sont en effet les paramètres estimés de ces variables qui soient significativement différents de zéro, même à un seuil de 10 % : les effets les plus nets concernent les flux de banlieue à banlieue des cadres (modèle a) ou des professions intermédiaires (modèle b) qui influencent significativement le niveau 1990 de la ségrégation au sein des pôles urbains entre cadres et ouvriers. Encore faut-il remarquer que le sens de l’effet va à l’inverse de celui mis en évidence dans le cas de la périurbanisation des catégories sociales moyennes ou supérieures : une plus forte mobilité interne aux pôles urbains des catégories sociales moyennes ou supérieures semble se traduire par une moindre ségrégation du pôle urbain, voire de l’aire. Les mouvements internes aux pôles ne semblent donc pas, au contraire des flux de périurbanisation, engendrer un tri social, responsable de la ségrégation sociale.

Tableau 6. Résultats des estimations pour les pôles urbains

Tableau 6. Résultats des estimations pour les pôles urbains

Lecture : régressions linéaires des niveaux de ségrégation atteints en 1990 et 1999 dans les pôles urbains en fonction de différentes variables. Les modèles (a) et (b) diffèrent par le jeu des variables explicatives pris en compte : (a) se centre sur le rôle de la mobilité des cadres alors que (b) prend en compte la mobilité des « professions intermédiaires ». Les estimations sont effectuées selon la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO). Pour chaque variable, le tableau fournit le coefficient estimé et la valeur du t de Student associé à son écart-type, test de significativité du paramètre (entre parenthèses). Les paramètres suivis d’une, deux ou trois étoiles sont statistiquement significatifs (c’est-à-dire significativement différents de zéro) au seuil de 1 % (***),, au seuil de 5 %, (**) ou au seuil de 10 %, (*), l’absence d’étoile signifiant que le rôle de la variable n’est pas statistiquement significatif (paramètre non statistiquement différent de zéro), et le t de Student entre parenthèses. Un paramètre de signe positif (resp. négatif), statistiquement significatif, indique que la variable explicative considérée accroît (resp. réduit), toutes choses étant égales par ailleurs, le niveau de ségrégation.

35Il ressort de cette analyse que, bien que de faible ampleur et peu différencié socialement, le mouvement de périurbanisation des catégories sociales moyennes et/ou supérieures apparaît à la base d’une part importante de la ségrégation sociale accrue que l’on observe au sein des pôles et des aires urbaines françaises. Si, au cours de la période 1982-1990, la périurbanisation des professions intermédiaires pesa fortement sur la ségrégation urbaine de 1990, ce sont, au cours de la période plus récente, les mouvements de relocalisation en dehors des pôles urbains des cadres et des professions intermédiaires qui ont intensifié cette ségrégation spatiale au sein des pôles urbains. À l’inverse, et de façon plus surprenante, la relocalisation de ces mêmes catégories sociales à l’intérieur des pôles urbains n’intensifie pas, et même dans certains cas atténue, la ségrégation urbaine entre cadres et ouvriers.

Conclusion

36L’hypothèse testée dans ce papier a donc été celle d’un rôle des mouvements de périurbanisation dans la ségrégation sociale observée dans les villes françaises. Pour ce faire, nous nous sommes tout d’abord attachés à mesurer la ségrégation sociale au sein des aires urbaines et des pôles urbains français. L’indicateur de ségrégation retenu est calculé à partir des catégories socioprofessionnelles et oppose les ouvriers aux cadres, sachant que le recours aux catégories socioprofessionnelles permet de prendre en compte ou non les retraités.

37On montre ainsi que, de manière générale, la ségrégation sociale est inégalement répartie entre les villes françaises et qu’elle a tendance à concerner plus fortement les grandes agglomérations que les autres. L’intensité de ce phénomène a en outre augmenté en France entre 1990 et 1999, tant dans les pôles urbains que dans les aires urbaines. La prise en compte des retraités permet aussi de voir que cette tendance s’accentue avec les générations, laissant ainsi présager une tendance longue.

38L’analyse des flux migratoires entre les différentes catégories d’espaces constitutives des aires urbaines fait ressortir le faible poids des flux de périurbanisation comparativement aux migrations résidentielles qui s’effectuent au sein des pôles urbains ou entre ceux-ci. On montre en outre leur légère différenciation selon les catégories sociales, les ouvriers semblant globalement un peu plus concernés que les autres catégories par le mouvement de périurbanisation, sur la période étudiée.

39En dépit de ce faible poids de la périurbanisation dans les mouvements migratoires ayant pu engendrer l’accroissement de la ségrégation sociale et en dépit de sa plus faible intensité chez les cadres et les professions intermédiaires, l’analyse économétrique permet d’établir le rôle important que jouent les migrations de périurbanisation de ces couches sociales moyennes et supérieures dans les écarts d’intensité de ségrégation sociale au sein des pôles et aires urbaines françaises. Ainsi, la ségrégation urbaine s’explique moins par le tri spatial dû aux intenses mouvements des différentes couches sociales au sein des pôles urbains que par la périurbanisation des cadres ou des professions intermédiaires, même si ce mouvement ne touche qu’une part limitée de la population des aires urbaines. Cette analyse confirme enfin le rôle important joué par la taille de l’agglomération dans le niveau de ségrégation sociale de celle-ci.

40Il faut cependant noter que ce résultat central, obtenu en coupe, c’est-à-dire pour l’ensemble des 163 aires urbaines françaises examinées à une date donnée (soit 1990, soit 1999), se retrouve difficilement lorsque l’analyse est menée sur l’évolution 1990-1999 des indices de ségrégation. On en conclut que les flux de périurbanisation des catégories sociales moyennes et supérieures expliquent les niveaux de ségrégation atteints tant en 1990 qu’en 1999 au sein de chaque aire ou pôle urbain mais pas leur évolution entre 1990 et 1999. Une étude plus détaillée de la décomposition de l’évolution de cet indice selon le comportement migratoire des différentes catégories sociales, étude fort complexe à mener dans sa formalisation, serait nécessaire pour affiner ce résultat.

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Annexe

ANNEXE 1 : MESURER LA SEGREGATION RESIDENTIELLE, CHOIX DES DONNEES ET DES INDICATEURS

1. Sources et périmètres géographiques

Le Zonage en aires urbaines (ZAU) est mobilisé afin de mesurer la ségrégation résidentielle. Les aires urbaines se composent d’un pôle urbain, agglomération de plus de 5000 emplois, et sa couronne périurbaine, formée des communes contiguës dans lesquelles au moins 40 % des actifs ayant un emploi travaillent dans une autre commune de l’aire urbaine. Les mesures sont effectuées en distinguant les pôles urbains (éventuellement répartis en ville-centre et banlieue) et leurs couronnes périurbaines. L’évolution de la ségrégation est analysée à découpage constant en retenant le ZAU établi à partir du recensement de 1999. À l’intérieur de ce périmètre (354 aires urbaines au total en 1999), nous utilisons les données communales ou par « Iris 20004 » des recensements.

Les catégories socioprofessionnelles (CSP) et les positions professionnelles (PP), disponibles dans les recensements de population, permettent d’analyser la structure sociale en France. Les CSP sont élaborées à partir de la position hiérarchique au sein de la profession exercée ou de l’ancienne profession pour les retraités, du niveau de diplôme requis, du statut salarié ou indépendant, de la nature de l’activité en distinguant agriculture, artisanat et industrie. Bien qu’elle ne soit renseignée que pour un quart de la population, on estime généralement que la CSP est a priori plus fiable que la variable décrivant la seule position professionnelle, laquelle est issue d’une réponse à une question fermée peu ou pas contrôlée. L’identification des individus par la seule profession tend dans certains cas à regrouper des personnes très différentes et, dans d’autres, à séparer des individus aux situations proches dans des catégories très différentes. Nous appuyons ainsi notre mesure de la ségrégation sociale urbaine sur les CSP suivantes : ouvriers, employés, cadres et professions intermédiaires. Nous y intégrons en outre les retraités selon leur situation antérieure.

Les données concernant ces CSP étant issues d’une exploitation au quart du recensement, les résultats ne sont significatifs que sur des mailles géographiques d’une certaine taille. Cette contrainte a été levée en travaillant à l’échelle des Triris (découpage INSEE réalisé par regroupement de trois « Iris2000 » contigus) pour les communes « irisées », et en agrégeant les communes de moins de 4000 habitants (essentiellement dans les espaces périurbains) en zones de plus de 4000 habitants. Les combinaisons de regroupements possibles, au sein de chaque aire urbaine, étant presque infinies, nous avons développé un algorithme qui privilégie la contiguïté des communes regroupées, la compacité des regroupements (évitant les regroupements en « serpent »), et qui maximise le nombre de regroupements et donc le nombre d’observations disponibles au sein de chaque aire. Le maillage obtenu est construit à partir de règles exclusivement géométriques et n’intègre pas de critère d’homogénéité socio-économique.

Le calcul de l’indice de ségrégation nécessite de disposer d’au moins deux unités géographiques de base dans chaque catégorie spatiale. Du fait de cette contrainte et de celle liée à la fiabilité statistique des données sur les CSP, seules ont été retenues les 163 aires urbaines comportant plus de deux mailles dans le pôle urbain et dans le périurbain.

2. L’indice de ségrégation

Les travaux sur la ségrégation utilisent souvent l’indice de Duncan (1955) ou « indice de dissemblance ». Appliqué à la ségrégation cadres/ouvriers, par exemple, cet indicateur s’écrit de la manière suivante :

où N est le nombre d’unités spatiales de base dans la zone considérée, Ci et Oi sont respectivement le nombre de cadres et le nombre d’ouvriers dans l’unité spatiale i, C et O sont respectivement le nombre de cadres et le nombre d’ouvriers dans l’ensemble de la zone considérée. Cet indicateur, compris entre 0 et 1, indique le pourcentage d’individus d’un des deux groupes qu’il faudrait replacer dans d’autres unités spatiales de base afin d’obtenir un mélange uniforme des deux catégories sociales dans toutes les unités spatiales de base de la zone considérée.

Cet indicateur, bien que facilement interprétable, n’est pas décomposable spatialement : il ne permet pas, par exemple, de distinguer la part de la ségrégation sociale d’une aire urbaine due à la ségrégation au sein du pôle, de celle due à la ségrégation au sein de la couronne périurbaine et de la ségrégation entre ces deux zones. Cette question est pourtant centrale si on cherche à comprendre le rôle de la périurbanisation dans l’exacerbation de la ségrégation résidentielle. Pour pallier ce problème, nous avons eu recours à un indicateur inspiré de Theil et Finizza (1971) et proposé par Mora et Ruiz-Castillo (2003) dans un autre contexte. Appliqué à la ségrégation cadres/ouvriers, cet indicateur d’entropie prend la forme suivante :

avec les mêmes notations que précédemment et Ti le nombre d’individus (ouvriers plus cadres) dans l’unité spatiale i, T le nombre d’ouvriers et de cadres dans l’ensemble de la zone considérée. Cet indicateur, lorsqu’il est calculé au niveau de l’aire urbaine, peut être décomposé en deux termes : une « ségrégation intra » interne au pôle urbain et au périurbain et une « ségrégation inter » entre pôle urbain et périurbain.


il se rapproche de E quand ouvriers et cadres tendent à ne jamais résider dans les mêmes unités spatiales de base. En raison de son mode de construction, cet indice n’est pas directement comparable entre aires urbaines ayant un nombre variable d’unités spatiales de base N. En revanche, le ratio I/E, compris entre 0 et 1, bien que difficilement interprétable dans l’absolu, est pertinent pour comparer les zones entre elles et analyser les évolutions.

ANNEXE 2 : VARIABLES ET MODELES EXPLICATIFS DU NIVEAU DE SEGREGATION SOCIALE

L’analyse économétrique vise à évaluer le pouvoir explicatif de l’intensité des mouvements de périurbanisation sur le niveau intraurbain de ségrégation sociale. Pour ce faire, on a construit un modèle de régression susceptible d’expliquer les niveaux de ségrégation sociale atteints à chacune des dates (1990 et 1999) au sein de chaque pôle urbain ou de chaque aire urbaine. Les variables dépendantes sont donc les indices I/E aux deux niveaux Pôle urbain et Aire urbaine et les variables explicatives sont de deux types :

1. Les variables d’intérêt visent à appréhender le rôle des flux migratoires des cadres et des professions intermédiaires. Pour chacune de ces deux catégories, on a isolé leurs flux de périurbanisation (ie, du pôle urbain vers ses communes périurbaines) de leurs mobilités internes au pôle urbain. Les premières peuvent influencer le niveau de ségrégation sociale par extraction du pôle des catégories sociales moyennes et supérieures, alors que les secondes peuvent accroître la ségrégation via un tri social interne au pôle.

L’intensité de la périurbanisation des cadres et professions intermédiaires est captée par le nombre de cadres ou de professions intermédiaires s’étant déplacés du pôle urbain vers la couronne périurbaine de la même aire au cours de la période intercensitaire précédant la date de la mesure de la ségrégation (82-90 pour 1990 et 90-99 pour 1999), rapporté au nombre de cadres ou de professions intermédiaires résidant dans le pôle urbain en début de période (1990 et 1999).

La mesure des migrations internes au pôle urbain diffère selon que l’on analyse la ségrégation sociale au niveau de l’aire urbaine ou du pôle urbain. Quand le niveau d’analyse est l’aire urbaine, les migrations internes au pôle sont simplement mesurées par le nombre de cadres ou de professions intermédiaires ayant changé de communes de résidence tout en restant à l’intérieur du même pôle urbain, au cours de la période intercensitaire 82-90 (pour 1990) ou 90-99 (1999), rapporté au nombre de cadres ou de professions intermédiaires résidant dans le pôle urbain en 1990 ou 1999. Quand l’indice de ségrégation est calculé au niveau du pôle urbain, la description des flux migratoires internes au pôle est ici décomposée en deux mouvements : (i) le poids des migrations ville-centre vers la banlieue appréhendé par le nombre de cadres ou de professions intermédiaires s’étant déplacés de la ville-centre vers une commune de la banlieue du même pôle urbain, au cours de la période intercensitaire 82-90 (pour 1990) ou 90-99 (1999), rapporté au nombre de cadres ou de professions intermédiaires résidant dans le pôle urbain en 1990 ou 1999 ; (ii) le poids des migrations de banlieue à banlieue vu au travers du nombre de cadres ou de professions intermédiaires ayant changé de communes de banlieue à l’intérieur du même pôle urbain, au cours de la période intercensitaire 82-90 (pour 1990) ou 90-99 (1999), rapporté au nombre de cadres ou de professions intermédiaires résidant dans le pôle urbain en 1990 ou 1999.

2. Le jeu des variables explicatives est élargi à plusieurs variables de contrôle pour tenir compte des principales caractéristiques des aires ou des pôles urbains susceptibles d’influencer leur niveau de ségrégation sociale indépendamment du rôle joué par les flux migratoires.

On a tout d’abord introduit la taille de l’aire urbaine ou du pôle urbain comme explicative de son niveau de ségrégation sociale, sous forme la population sans double compte (PSDC) de l’aire ou du pôle urbain (en logarithme) à la date de la mesure de la ségrégation (1990 ou 1999). Ensuite, on a voulu tester l’hypothèse d’un rôle du niveau social moyen de la population résidente en introduisant une mesure du degré d’« embourgeoisement » de l’aire ou du pôle urbain, calculée par le poids dans la population active, des Cadres et Professions intellectuelles supérieures augmentés des Artisans, commerçants et chefs d’entreprise. Cette variable Z est introduite sous une forme quadratique, son carré (Z²) étant introduit simultanément à sa valeur (Z).

Enfin, une série de tests statistiques (leviers, résidus studentisés internes et externes, distance de Cook, précision des estimateurs et influence sur la valeur ajustée) ont permis de mettre en évidence que certaines observations (aires urbaines ou pôles urbains) avaient, du fait de leurs caractéristiques propres, une influence particulière sur la qualité de la régression susceptible d’en modifier les résultats. Pour contrôler ces effets perturbateurs, nous avons introduit, dans les régressions concernées, une variable dummy correspondant à ces observations jugées « influentes ». Dans le cas où l’indice I/E est mesuré en 1990 au niveau des aires urbaines, les aires spécifiques sont Paris, Nice, Rouen, Le Havre et Béthune quand les retraités sont exclus, alors qu’il s’agit des aires de Paris, Nice, Toulon, Rouen et Le Havre quand ils sont inclus. Pour l’année 1999, les aires spécifiques sont Lille, Nice, Rouen, Le Havre, Bâle-St-Louis et Saint-Dizier quand les retraités sont exclus et Paris, Nice, Toulon, Rouen, Le Havre, Saint-Nazaire, Bâle-Saint-Louis et Saint-Dizier quand ils sont exclus. La détermination des observations « influentes » est plus simple quand la ségrégation sociale est analysée au niveau du pôle urbain, puisqu’en 1990, il s’agit de Paris, Rouen, Le Havre et Dieppe et, en 1999, de Rouen, Le Havre, Auxerre et Saint-Dizier quand les retraités sont exclus et de Paris, Rouen, Le Havre, Auxerre et Saint-Dizier quand ils sont inclus.

Notons pour finir que la significativité et la robustesse de chacun des modèles ont été testées : R², variance des résidus, test de multicolinéarité entre régresseurs, hétéroscédasticité (test de White) et tests de normalité des résidus (tests de Shapiro-Wilk et de Jarque-Bera). Seuls les R² sont reportés dans les tableaux de présentation des résultats.

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Notes

1 Ce travail a été réalisé dans le cadre de la consultation de recherche « Polarisation sociale de l’urbain et services publics 2004-2006 », du Plan Urbanisme Construction Architecture (PUCA, Ministère de l’Équipement, des Transports, de l’Aménagement du territoire, du Tourisme et de la Mer, Direction générale de l’urbanisme de l’habitat et de la construction). Des résultats plus détaillés en sont disponibles dans Charlot S. et al. (2006). Les auteurs du présent papier remercient pour leur collaboration : Harris Selod pour ses apports conceptuels et méthodologiques, Xavier Amet, Gaëlle Contesti, Virginie Piguet et Michel Visalli pour leur contribution dans la préparation et le traitement des données statistiques et géographiques.

2 On ajoute parfois à ces deux facteurs d’étalement urbain des facteurs démographiques (l’augmentation de la population et l’évolution de la structure des ménages) ou bien l’évolution des préférences des consommateurs, notamment en matière d’aménités naturelles [Péguy et al., 2000 ; Brueckner et al., 1999].

3 Au sens du Zonage en aires urbaines (ZAU) de l’INSEE (cf. annexe 1 pour la définition de ces catégories).

4 L’ « iris 2000 » est un découpage infracommunal, définissant des mailles d’au moins 2000 habitants, établi par l’INSEE de façon à respecter une certaine homogénéité de l’habitat et des activités.

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Table des illustrations

Titre Tableau 1. Indices de ségrégation cadres / ouvriers (163 aires ou pôles urbains)
Crédits Source : INRA UMR 1041 CESAER, d’après recensements de la population de 1990 et 1999 (INSEE).
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 240k
Titre Graphique 1. Relation entre l’indice de ségrégation et la taille des aires urbaines en 1999
Crédits Source : INRA UMR 1041 CESAER, d’après recensement de la population de 1999 (INSEE).
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 208k
Titre Tableau 2. Taux de mobilité entre deux recensements (82-90 & 90-99) de la population des 163 aires urbaines (en % de la population en début de période et hors migrations internationales)
Crédits Source : INSEE, Recensements de la population de 1990 et 1999.
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 184k
Titre Tableau 3. Différenciation selon la catégorie socioprofessionnelles de la mobilité entre deux recensements (1982-90 et 1990-99) de la population des 163 aires urbaines (en % de la population en début de période et hors migrations internationales)
Crédits Source : INSEE, Recensements de la population de 1990 et 1999.
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-4.jpg
Fichier image/jpeg, 208k
Titre 4a. Population en âge de travailler et répartie en actifs et retraités
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-5.jpg
Fichier image/jpeg, 352k
Titre 4b. Différenciation selon la catégorie socioprofessionnelle
Crédits Source : INSEE, Recensements de la population de 1990 et 1999
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-6.jpg
Fichier image/jpeg, 396k
Titre Tableau 5. Résultats des estimations pour les aires urbaines
Légende Lecture : régressions linéaires des niveaux de ségrégation atteints en 1990 et 1999 dans les aires urbaines en fonction de différentes variables. Les modèles (a) et (b) diffèrent par le jeu des variables explicatives pris en compte : (a) se centre sur le rôle de la mobilité des cadres alors que (b) prend en compte la mobilité des « professions intermédiaires ». Les estimations sont effectuées selon la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO). Pour chaque variable, le tableau fournit le coefficient estimé et la valeur du t de Student associé à son écart-type, test de significativité du paramètre (entre parenthèses). Les paramètres suivis d’une, deux ou trois étoiles sont statistiquement significatifs (c’est-à-dire significativement différents de zéro) au seuil de 1 % (***), au seuil de 5 %, (**) ou au seuil de 10 %, (*), l’absence d’étoile signifiant que le rôle de la variable n’est pas statistiquement significatif (paramètre non statistiquement différent de zéro), et le t de Student entre parenthèses. Un paramètre de signe positif (resp. négatif), statistiquement significatif, indique que la variable explicative considérée accroît (resp réduit), toutes choses étant égales par ailleurs, le niveau de ségrégation dans l'aire urbaine
URL http://eps.revues.org/docannexe/image/3556/img-7.jpg
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Titre Tableau 6. Résultats des estimations pour les pôles urbains
Légende Lecture : régressions linéaires des niveaux de ségrégation atteints en 1990 et 1999 dans les pôles urbains en fonction de différentes variables. Les modèles (a) et (b) diffèrent par le jeu des variables explicatives pris en compte : (a) se centre sur le rôle de la mobilité des cadres alors que (b) prend en compte la mobilité des « professions intermédiaires ». Les estimations sont effectuées selon la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO). Pour chaque variable, le tableau fournit le coefficient estimé et la valeur du t de Student associé à son écart-type, test de significativité du paramètre (entre parenthèses). Les paramètres suivis d’une, deux ou trois étoiles sont statistiquement significatifs (c’est-à-dire significativement différents de zéro) au seuil de 1 % (***),, au seuil de 5 %, (**) ou au seuil de 10 %, (*), l’absence d’étoile signifiant que le rôle de la variable n’est pas statistiquement significatif (paramètre non statistiquement différent de zéro), et le t de Student entre parenthèses. Un paramètre de signe positif (resp. négatif), statistiquement significatif, indique que la variable explicative considérée accroît (resp. réduit), toutes choses étant égales par ailleurs, le niveau de ségrégation.
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Pour citer cet article

Référence papier

Sylvie Charlot, Mohamed Hilal et Bertrand Schmitt, « La périurbanisation renforce-t-elle la ségrégation résidentielle urbaine en France ? », Espace populations sociétés, 2009/1 | 2009, 29-44.

Référence électronique

Sylvie Charlot, Mohamed Hilal et Bertrand Schmitt, « La périurbanisation renforce-t-elle la ségrégation résidentielle urbaine en France ? », Espace populations sociétés [En ligne], 2009/1 | 2009, mis en ligne le 01 février 2011, consulté le 17 août 2017. URL : http://eps.revues.org/3556 ; DOI : 10.4000/eps.3556

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Auteurs

Sylvie Charlot

Mohamed Hilal

Bertrand Schmitt

INRA, UMR 1041
Centre d’Économie et Sociologie Appliquées à l’Agriculture et aux Espaces Ruraux
26, boulevard du Docteur Petitjean
BP 87999
21079 Dijon Cedex
charlot@enesad.inra.fr
hilal@enesad.inra.fr
schmitt@enesad.inra.fr

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