CONDITIONS DES ANALYSES STATISTIQUES SUR LES QUATRE MÉTROPOLES

Nb variables Nb unités Pop. Moy. F1: % var. F2: % var.

Londres 30 755 10 000 34 13 Madrid 23 50 * 94 000 71 10 New York 26 74 ** 220 000 51 18 Paris 120 1359 *** 7 700 22 9 * Quartiers de Madrid : 170 000 ** NY Community Districts : 120 000

*** Quartiers de Paris : 25000. Dans le cas de Paris, la part de variance indiquée correspond en fait à la première analyse factorielle après séparation des communes agricoles.

Le nombre total d’observations varie considérablement d’un cas à l’autre, et, logiquement, plus celui-ci est important, plus la part de variance expliquée par le premier facteur diminue, plus d’ailleurs le nombre de types statistiquement signifi- catifs augmente. Les analyses sur Londres et Paris sont proches en termes de taille moyenne des unités spatiales, mais le nombre de catégories socio-professionnelles utilisées est quatre fois plus élevé dans le second.

Il est intéressant de noter, malgré toutes ces différences, et malgré les diffé- rences sensibles de structure spatiale, la forte similitude, entre les quatre cas, de définition du premier facteur des analyses factorielles, du point de vue des combinaisons de variables socio-professionnelles (schématiquement, opposition entre catégories supérieures et catégories ouvrières). Par contre, les différences de définition du second facteur sont difficiles à interpréter, car elles peuvent tenir aussi bien aux conditions différentes des analyses statistiques qu’à des différences sociales réelles entre les villes.

Peut-on, malgré tout, esquisser une comparaison des typologies spatiales élaborées? Et, tout d’abord, peut-on envisager avec les méthodes utilisées de répondre à la question, traitée par d’autres avec des indices globaux, du degré comparé de ségrégation entre les villes?

Le graphique ci-après figure, en abscisse, la part cumulée des catégories supérieures, et en ordonnée la part cumulée de la population active totale, dans les types de chacune des quatre villes, rangés en ordre décroissant de densité relative de ces mêmes catégories.

Apparemment, Paris et Madrid présentent le degré de concentration le plus élevé des catégories supérieures, leurs courbes s’écartant le plus de la diagonale, Londres, puis New York venant ensuite, dans cet ordre. A priori, le degré de finesse de définition des catégories ne joue guère, puisqu’on a pris ici des regroupements. Par contre, peuvent influer d’une part la taille des unités (le type de découpage spatial) et les frontières des catégories.

Si l’on admet que les frontières des catégories sont assez semblables dans le cas de Paris et Madrid, du fait du mode de construction des catégories pour Madrid (cf. supra), la taille des unités varie par contre considérablement. La taille moyenne des unités étant beaucoup plus élevée à Madrid, le découpage y est beaucoup moins discriminant. On peut donc penser qu’à découpage également discriminant, la courbe pour Madrid s’écarterait davantage de la diagonale, et donc que la concentra- tion relative des catégories supérieures dans leurs espaces de prédilection y est comparativement plus forte qu’à Paris. Si l’on considère que la part nettement plus importante des catégories supérieures à Madrid révèle une différence de définition, plus englobante, et non de situation, le résultat est encore renforcé, car, plus nombreuses, les catégories supérieures devraient a priori être plus diffusées spatia- lement à Madrid.

Le même résultat serait valable entre Madrid et Londres si l’on admettait que les différences de définition des catégories sont négligeables (les parts des catégo- ries supérieures sont assez semblables, mais cela ne suffit pas à valider l’hypothèse).

Entre Londres et Paris, les découpages spatiaux sont assez semblables, le regroupement en un nombre de types plus limité pour Londres n’influant pas (un regroupement semblable des types parisiens en familles, respectant l’ordre de classement pour les deux groupes de catégories, diminuerait seulement le nombre de points sans changer la courbe). Par contre, la part des catégories supérieures dans la population active de Londres étant supérieure de 25% à celles de Paris, on peut penser que la définition de ces catégories à Londres est plus englobante, donc moins discriminante, donc que leurs membres, plus nombreux, sont a priori plus répartis dans l’espace. On ne peut donc rien conclure du décalage des courbes entre Londres et Paris.

Pour la même raison, la concentration relative apparemment plus faible des catégories supérieures à New York par rapport aux trois autres villes ne peut être

interprétée, car elle peut résulter uniquement de la définition encore plus englobante de ces catégories (leur part est presque double de celles de Paris). Et si on admettait que le type de définition plus semblable des catégories à New York et à Londres faisait que les écarts de chiffres révélassent une différence de situation réelle, l’écart entre les deux courbes montrant apparemment une concentration relative plus forte à Londres pourrait n’être qu’un effet du découpage spatial beaucoup plus fin des wards.

Si l’on considère maintenant les espaces les plus polarisés du côté des caté- gories supérieures, ceux où la part de ces catégories est d’au moins 32% (seuil choisi en fonction des distributions observées), on trouve, comme le montre le tableau suivant, des chiffres assez proches pour les trois plus grandes villes, Madrid se distinguant nettement, par leur concentration absolue (plus du tiers) dans ces types comme par la population totale plus importante de ceux-ci.

PARTS DE L’EFFECTIF TOTAL DES CATÉGORIES SUPÉRIEURES