Environnement, nuisances et insécurité - Indicateurs sociaux 1996-2004

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Les Enquêtes Permanentes sur les Conditions de Vie des ménages (EPCV) permettent de collecter annuellement depuis 1996 des indicateurs de conditions de vie dans de nombreux domaines. Ce volume rassemble les données disponibles sur le thème du cadre de vie et de la sensibilité aux nuisances (bruit, pollution, vandalisme) ainsi que des indicateurs de victimation et du sentiment d'insécurité. Les nuisances augmentent souvent avec la densité urbaine. Si les populations du rural isolé ou du périurbain regrettent le manque de commerces ou d'équipements (23% contre 6% à Paris, en 2004), celles des communes les plus densément peuplées se disent plus souvent gênées par le bruit de la circulation, la pollution ou les actes de dégradation d'équipements collectifs. Les zones urbaines sensibles (ZUS), comme les quartiers urbains les plus pauvres sont particulièrement concernés. Aussi, dans ces quartiers la délinquance figure parmi les préoccupations majeures Cambriolages et vols liés à la voiture ont diminué régulièrement ces dernières années. Ils touchent respectivement 2,5% et 9% des ménages sur la période 2002-2003, contre 3,5% et 15,5% sur la période 1994-1995. Au niveau individuel, 5,1% des personnes de 15 ans ou plus ont été volées et 6,7% ont été agressées en 2002-2003. Ce sont les jeunes et les hommes qui subissent plus souvent ces agressions. Pour les femmes, il s'agit plus souvent plutôt d'injures ou de menaces, les hommes subissant plus fréquemment des agressions physiques. Les femmes, et plus encore les femmes âgées, sont plus d'une sur dix à ne pas se sentir « souvent ou de temps en temps » en sécurité à leur domicile ; seuls 3% des hommes ont ce sentiment.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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Insee Résultats Société N° 45 Décembre 2005  
Directeur de la publication Jean-Michel Charpin  Institut national de la statistique et des études économiques  Direction générale 18 boulevard Adolphe Pinard 75675 Paris cedex 14 Téléphone : 01 41 17 50 50 Fax : 01 41 17 66 66 www.insee.fr   Impression Jouve  © Insee 2005  
 
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 Le dispositif des enquêtes permanentes  sur les conditions de vie des ménages  Le dispositif d'Enquêtes Permanentes sur et portant sur les mêmes ménages. En les Conditions de Vie (EPCV) a été mis en revanche, les occupants d'un logement place à partir de 1996 et a donné lieu donné sont interrogés deux années de suite jusqu’en 2004 à trois enquêtes par an. à la même date : l'échantillon est renouvelable Ce dispositif comporte trois parties : par moitié tous les ans.  La partie "indicateurs sociaux est Au final, chaque fichier d'enquête fournit des " destinée à appréhender et mesurer résultats sur environ 6 000 ménages régulièrement certains aspects de la vie des effectivement répondants. ménages. Cette partie aborde donc des thèmes qui reviennent chaque année. Trois La présente publication vise à rassembler groupes d'indicateurs ont été définis, chacun toutes les informations concernant la qualité correspondant à une vague du dispositif de l’habitat et de l’environnement (sécurité annuel : du logement, sécurité du véhicule, revenus  l'enquête de janvier traite des des ménages, transports, sécurité -questions de la qualité de l'habitat et du personnelle et vols, agressions et violences). voisinage, des équipements collectifs de Ces données sont présentes chaque année proximité et de l'insécurité. dans la partie fixe de l’enquête de janvier.  - l'enquête de mai concerne la santé, Vous trouverez ici, les séries de chiffres les difficultés financières des ménages, le allant de 1996 à 2004. confort et l'équipement du logement.  - l'enquête d'octobre aborde les  Les unités statistiques questions liées à la participation sociale des personnes, à la fois au travers de l'emploi et des conditions de travail, des contacts Chaque fichier contient des informations familiaux, de la vie associative et des loisirs. portant sur plusieurs unités statistiques :  La seconde partie, dite "partie variable",  Le tableau de composition du ménage est une enquête consacrée à un aspect contient des informations de niveau particulier des conditions de vie des "individu" : il concerne toutes les personnes ménages. Le thème de cette partie est vivant de manière habituelle dans le variable d'une enquête à l'autre. logement, y compris les enfants. Dans le  Ces deux parties s'articulent autour d'une TCM doivent donc figurer aussi les partie commune : le tableau de composition domestiques et les personnes résidant du ménage (TCM) décrivant les provisoirement dans un logement collectif caractéristiques socio-démographiques des (élèves en internat, étudiants en cité individus du ménage, et un court universitaire, militaires logés en caserne, questionnaire sur les revenus du ménage. personnes temporairement hospitalisées). Chacune des vagues d'interrogation est Le tableau de composition du ménage mise en oeuvre sur un échantillon de 8 800 fournit les caractéristiques générales de la logements tiré de l'échantillon-maître de population : sexe, âge, niveau de diplôme, l'Insee. Les échantillons de janvier, mai et activité, profession, nationalité, type de octobre sont indépendants : il est donc commune de résidence. impossible de réunir l'information complète  Certaines parties des questionnaires des indicateurs sociaux d'une année donnée portent sur des questions de niveau
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"ménage" , qui ne réclament qu'une seule réponse par ménage : par exemple, le  revenu du ménage, le confort ou l’équipement du logement, l’épargne ou l’endettement du ménage, les cambriolages ou vols de voiture.  D'autres parties des questionnaires s'adressent à des individus. C'est le cas en particulier des parties transports, sécurité personnelle et vols, agressions et violences des questionnaires de janvier. Bien entendu, les enquêtes de ce type ne s'adressent pas à des jeunes enfants : on a donc choisi de s'intéresser aux réponses des personnes de 15 ans ou plus (dites "personnes éligibles"). Mais, par ailleurs, la longueur de certains questionnaires rend difficile d'interroger toutes les personnes du ménage, surtout quand elles sont nombreuses. On a donc choisi jusqu'à présent de tirer au sort, au sein d'un ménage, une ou plusieurs personnes de 15 ans ou plus à qui le questionnaire sera soumis. Ce choix est mis en oeuvre de façon un peu différente selon les vagues d'enquête :   - Pour les enquêtes ayant lieu en janvier et en mai, trois personnes au maximum sont interrogées parmi les "personnes éligibles" (de 15 ans ou plus). Dans tous les ménages où vivent moins de quatre "adultes" d'au moins 15 ans, on interroge donc toutes ces personnes. Dans les ménages où vivent au moins quatre personnes de 15 ans ou plus, on tire au sort trois personnes seulement.  - Pour l'enquête ayant lieu en octobre, le même principe a été appliqué, mais on n'interroge qu'une seule personne par ménage et non pas trois. Ces questions fournissent donc des réponses de niveau "personne répondante".    Nombre de répondants Pour les questions relatives aux perceptions par les ménages, des nuisances, de la qualité de l’environnement et de leur sentiment d’insécurité, on a utilisé les enquêtes annuelles de janvier (nuisances, sécurité personnelle, sécurité du logement, sécurité du véhicule). Pour chacune de ces enquêtes, pour des échantillons de départ
de 8 000 ménages, on obtient en définitive les nombres d'observations suivants :  Année Ménages Individus Individus d'enquête répondants appartenant répondants à ces ménages 1996 5 788 14 631 (*) 1997 5 888 15 028 11 501  5 807 14 516 11 236 1998 1998 5 555 14 014 10 611 2000 5 773 14 381 10 943 2001 5 594 13 710 10 423 2002 5 764 14 049 10 824 2003 6 007 14 618 11 248 2004 6 351 15 128 11 767  (*) L'enquête de janvier 1996 ne permet pas de différencier le niveau "ménage" du niveau "personne répondante".  La pondération  Des pondérations sont calculées ex post à partir du fichier ainsi constitué. Ces pondérations sont utilisées, dans les exploitations présentées ici, à la fois pour redresser la non-réponse à l'enquête, pour corriger le plan de sondage des personnes répondantes qui, lors du tirage au sort dans les ménages, porte à sous-estimer le nombre des personnes vivant dans des ménages nombreux, et pour assurer une meilleure représentativité de l’échantillon par rapport à la population présente sur le territoire. La population de référence est celle de l'enquête Emploi de la même année. Un calage sur marge du fichier de l'enquête permanente sur les conditions de vie des ménages sur le fichier de l'enquête Emploi selon plusieurs critères permet de calculer les poids qui seront attribués à chaque ménage. Ce calage tient compte, pour chaque ménage, des critères suivants :   - au niveau du ménage : le nombre total de personnes composant le ménage, le statut d'activité de la personne de référence, la catégorie de commune de résidence (taille de l’unité urbaine).   au niveau des personnes composant -le ménage : le nombre des personnes dans
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chaque sous catégorie de sexe et âge décennal.   - au niveau des personnes éligibles (de 15 ans ou plus) du ménage : le sexe, l'âge et le statut d'activité.    Les tableaux  Pour chaque tableau, on fait figurer, en plus de la mesure du phénomène proprement dite (en %), l’effectif de chaque catégorie ayant effectivement répondu à l’enquête, ainsi que l’effectif correspondant extrapolé à la population totale (effectif pondéré). Les statistiques exprimées en % sont toujours issues de l’estimation pondérée.   La précision des estimations  Comme c'est le cas de toutes les enquêtes par sondage, les mesures issues de l'enquête PCV sont associées à des marges d'imprécision. Le degré de précision d’une estimation est d’autant plus grand que la population ou la sous-population présente dans l’échantillon est nombreuse et que le phénomène considéré est fréquent. Inversement, plus la population considérée est réduite et plus le phénomène est marginal, plus la mesure statistique fournie par l’enquête sera imprécise. Certains choix ont donc été faits ici pour la présentation des résultats :  - Quand les estimations sont faites sur des sous-populations statistiques, les catégories utilisées ne sont jamais très détaillées. Par exemple, aucun tableau n'est publié à l'échelon des régions au niveau annuel. Seuls des résultats par ZEAT (zone d’étude et d’aménagement du territoire), qui sont des regroupements de régions, sont publiés, afin d'obtenir des estimations sur des échantillons plus importants et donc statistiquement plus robustes.  - Dans tous les tableaux, des intervalles de confiance ont été calculés selon les formules expliquées ci-dessous pour les résultats de l’année 2004, de l’évolution 2003-2004 et de l’évolution entre 2004 et la première année d’observation ; la taille des sous-échantillons sur lesquels
s’appuient les estimations est systé-matiquement signalée (« effectif brut de l’échantillon »). Il sera donc possible au lecteur de calculer un intervalle de confiance (voir ci-après) et donc d’obtenir une estimation de la précision de la statistique en question. Pour des raisons de présentation, ces effectifs ne sont fournis que pour la dernière année d’enquête, mais ils constituent un ordre de grandeur valable pour toutes les années. -Enfin, ces deux précautions étant prises, les tableaux publiés ici sont complets, même si certaines estimations portant sur des effectifs très faibles peuvent être considérées comme non significatives.   Le calcul de l'intervalle de confiance  Le tirage des échantillons est effectué dans l'échantillon-maître issu du recensement de la population et dans la base de sondage des logements neufs achevés entre deux recensements, alimentée par le système de suivi des permis de construire du Ministère de l'Equipement. Les formules présentées ici ont été établies en supposant que les logements ont été sélectionnés par un plan de sondage aléatoire simple sans remise (SAS) où le taux de sondage est négligeable. Or, dans la réalité ce n’est pas exactement le cas. En effet, les logements sont sélectionnés selon un plan de sondage à plusieurs degrés stratifié par catégories de communes, le nombre de degrés étant variable selon les strates. Cependant, en première appro-ximation, pour la grande majorité des indicateurs, on peut considérer que ce plan de sondage complexe est proche d’un sondage aléatoire simple, c’est-à-dire considérer comme négligeable l'"effet de grappe" dû au tirage des logements dans les zones géographiques, dites "unités pri-maires". On suppose de plus que les non-répondants se comportent comme les répondants.  On verra plus loin avec les exemples que les calculs plus complexes avec le logiciel POULPE, qui prend en compte les caractéristiques du plan de sondage,
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donnent des résultats assez proches de démontre que la variance de cette évolution ceux obtenus avec ces formules simplifiées. est 1 : 2  1. Cas d’un pourcentage ou d’une évolution V ( y 2 y 1 ) = 2 ( 1 ρ( 1 k )) S  en point dans population totale des n ménages  -Si l’échantillon est renouvelé par  moitié, comme c’est l cas e a. Calcul pour un pourcentage sur une e n année g2é0n0é4ral dka=n1s/ 2l e;s  ElPa CV tdaeil l1e 996d àe  , Soient n le nombre de ménages répondants l’échantillon est supposée à l'enquête et p  l'estimateur pondéré de la constante, et, du fait de proportion p des ménages possédant la l’hypothèse d’un SAS, l’intervalle caractéristique dans la population. de confiance à 95% autour de  y 2 y 1 devient : L’intervalle de confiance à 95% s’obtient par ( y 2 y 1 ) ± 2 (2 − ρ ) [ y 2 (1 y 2 ) ]  la formule : 2 n p ± 2 S  -Il arrive qu’il y ait des extensions n d’échantillon certaines années où S 2  est la variance statistique modifiée au (par exemple en octobre 2003). sein de l’échantillon. Dans ce cas k est différent de 1/2.  De plus n ne peut plus alors être Puisque nous faisons l’hypothèse d’un SAS considéré comme constant. Si n c  et que l’on s’intéresse à une proportion, nous obtenons : est l’échantillon commun aux deux années, on a alors la  formule suivante : p ± 2 p(1 p)   n ρ y 2 y 1 ± 2 ( 1 + 1 ) * [ y 2 (1 y 2 ) ]   n 1 n 2 n c  b. Calcul pour l’évolution d’une proportion entre deux années c. pCalculr tiopno uer nturen e deéuvxo lautnionné esd unnoen  consécutives ropo consécutives   Soient k le taux de renouvellement de ser l'échantillon entre les deux années Dans ce cas, onn tpieut ésuppoque les deux  consécutives, ρ  le coefficient de corrélation déochnca n:t illons sondpendants. On obtient entre les deux estimations sur la partie 2 commune de l'échantillon, S 2  la variance V ( y 2 y 1 ) = S 12 + S 2  statistique « calculée » sur la proportion et n n 1 n 2 la taille de l'échantillon sur lequel cette variance est calculée. On suppose S 2  et n En supposant de plus que le plan de constants entre t1 et t2 (sachant que l’on se sondage est un plan de sondage aléatoire place sur deux années consécutives, cette sciomnfpilaen, ceo nà  95ob%ti eanutt oucro dme m y e 2  in y t 1 e:r valle de hypothèse est réaliste).  y 2 y 1 ± 2 [ y 1 (1 y 1 ) ]+[ y 2 (1 y 2 ) ]  Pour un phénomène estimé par une moyenne empirique y t , l'estimateur naturel n 1 n 2 de l'évolution étant noté y 2 y 1 , on                                             1  voir "Estimation dans les enquêtes répétées", Nathalie Caron et Philippe Ravalet, Document de Travail 0005, Insee -Unité Méthodologie Statistique, 2000 6  -Environnement, nuisances et insécurité  
2. Cas d’un pourcentage ou d’une évolution dans une sous-population dans les ménages  Dans ce cas, il faut remplacer n par n D dans toutes les formules précédentes, n D  étant l’effectif dans l’échantillon de la sous population considérée.   3. Cas d’un pourcentage ou d’une évolution en point dans les individus  Les individus Kish qui répondent à l’enquête sont tirés aléatoirement au sein des ménages, une fois leur composition connue, et non dans la population totale. Indépendamment du mode de tirage des ménages, il ne s’agit donc pas d’un tirage d’individus par un plan de sondage aléatoire simple au sein d’une base de sondage individu. De plus, il peut y avoir un effet « grappe » sur certaines variables (les individus d’un même ménage peuvent avoir un comportement similaire).  Si on néglige ce possible « effet de grappe », on peut supposer que l’on a réalisé un sondage aléatoire simple d’individus. Dans ce cas, il suffit d’utiliser au niveau « individu » les formules présentées ci-dessus en les adaptant.  En revanche, si l’on cherche à prendre en compte le mode de tirage dans les calculs d’intervalle de confiance, il est alors nécessaire de remonter les variables « individuelles » au niveau de chaque ménage, puis de calculer une variable « synthétique » pour chaque ménage u ˆ 1 k  et de calculer la variance d’échantillonnage du total de cette variable qui sera une approximation de la variance de la proportion estimée. De façon plus précise, soit Z ˆ 1 = N ˆ X ˆ D une proportion estimée dans l’échantillon sur la sous population D à partir des effectifs estimés X ˆ  et N ˆ D  (par exemple N ˆ D  est la population estimée de 20-29 ans, X ˆ  le nombre estimé de 20-29 ans ayant subi une
agression et Z ˆ 1 le pourcentage de 20-29 ans agressés). On calcule au niveau de chaque ménage la variable u ˆ 1 k = N ˆ1( x k Z ˆ 1 y k )  où x k  est la D valeur de la variable X pour le ménage k et y k est le nombre d’individus dans le ménage appartenant à la sous population. Si N est le nombre de ménages total (pondérés) et n le nombre de ménages enquêtés, nous avons V ( Z ˆ 1 ) = V ( U ˆ 1 ) = N 2 S U 2 1 . Il suffit donc de n calculer la variance S U 2 1 .  a. Calcul pour un pourcentage sur une année Nous obtenons l’intervalle de confiance : 2 y ± 2 NnS U 2 1  où N est le nombre de ménages total (pondérés) et n le nombre de ménages enquêtés.  b. Calcul sur deux années consécutives  -Si l’échantillon est renouvelé par moitié, k=1/2, n 1 = n 2 = n d’où : N 2 2 ) S U y 2 y 1 ± (2 − ρ n 2 1  -En cas d’extension ponctuelle, on a :  y 2 y 1 ± 2 N 2 (n1 1 + n1 2 n ρ c )S 2U 1   c. Calcul sur deux années non consécutives Dans ce cas on a : 2 2 2 y 1 ± 2 N 2 ( S U 1 1 + S U 2 1 )  y n 1 n 2 Exemples  Dans tous les tableaux de l’Insee Résultats, des intervalles de confiance ont été calculés selon ces formules pour les résultats de l’année 2004, de l’évolution 2003-2004 et de
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l’évolution entre 2004 et la première année de l’Insee, on tient compte du fait que le plan d’observation. de sondage est à plusieurs degrés stratifié  par catégories de communes, on obtient des Voici quelques exemples de résultats sur résultats un peu différents. Pour la variable l’année 2004 : cambriolage considérée plus haut au niveau  ménage on obtient exactement le même % en 2004 de ménages cambriolés au cours intervalle. En revanche, pour la variable des deux dernières années agression au niveau individu, si pour la  France l’intervalle est  Intervalle ZEAT Nord le pourcentagied edneti q7,u8e ,estp oeusrti mlaé     Intervalle de  de confiance Effectif à + ou – 2,1 points, au lieu de + ou – 1,9   confiance à 95% brut ayant   à 95% (avec répondu à points dans le cas d’un SAS.  ZEAT % (SAS) POULPE) la question  Nord 2,5 { 1,0 ; 4,0 } { 1,0 ; 4,0 } 425 La différence peut être plus grande, France 2,5 { 2,1 ; 2,9 } { 2,1 ; 2,9 } 6 351 métro-cnootmammem lean tp répoocucr updaetiso n qpuoeusrti loen sm adnoqpuienidon politaine  e  sécurité dans le quartier, où l’effet de grappe Lecture : dans la ZEAT Nord comme en France métropolitaine, est plus important dans le tirage des 2,5% de ménages ont déclaré en 2004 avoir été cambriolés au  cours des années 2002-2003. Pour la France, où 6 351 individus répondants au niveau des ménages ont répondu à l’enquête, ce pourcentage a 95% de mén es chances d’être compris entre 2,1% et 2,9%, il est donc estimé ag . à + ou – 0,4 point en utilisant les formules d’un SAS. Dans la  % en 2004 d’individus pour qui le manque d ZEAT Nord, où seulement 425 ménages ont répondu, ce e même pourcentage a 95% de chances d’être compris en 1% sécurité est le principal problème dans leur et 4%, ; il est donc estimé à + ou – 1,5 point. quartier      Intervalle Effectif    % en 2004 d’individus agressés au cours des    confdiea nce abyrautn t deux dernières années  Intervalle de à 95% répon-   confiance à (avec du à la    Inte valle ZEAT % 95% (SAS) POULPE) question r  Intervalle de Nord 17,6 { 14,8 ; 20,4 } { 14,0 ; 21,2 } 832  de confiance Effectif France 13,0 { 12,4 ; 13,6 } { 12,1 ; 13,9 } 11 767  confiance à 95% brut ayant métro- à 95% (avec répondu à politaine ZEAT % (SAS) POULPE) la question  Nord 7,8 { 5,9 ; 9,7 } { 5,7 ; 9,9 } 832 Pour la France, les 13% sont estimés à + ou France 6,7 { 6,2 ; 7,2 } { 6,2 ; 7,2 } 11 767 métro-- 0,6 point en faisant l’hypothèse d’un SAS, à politaine + ou - 0,9 point avec POULPE. Pour le Nord, Lecture : dans la ZEAT Nord 7,8 % d’individus ont déclaré en les 17,6% sont estimés à + ou – 2,8 points 2004 avoir été agressés au cours des années 2002-2003, en faisant l’hypothèse d’un SAS, à + ou – contre 6,7 % en France métropolitaine. Pour la France, ce pourcentage a 95% de chances d’être compris entre 6,2 % et 3,6 points avec POULPE. 7,2%, il est donc estimé à + ou – 0,5 point. Dans la ZEAT Nord, ce pourcentage a 95% de chances d’être compris en  5,9 % et 9,7% ; il est donc estimé à + ou – 1,9 point. Du fait  de cette impreéacius idona,g roens snioe nps epultu sp aélse vcéo nqculeu rlea  qmuoey elan nZe.E AT Définition des principaux concepts Nord a un niv utilisés   En réalité, cet intervalle, obtenu par les Le ménage formules précédentes et proposé dans tous  les tableaux de l’Insee Résultats, est un peu Un ménage est constitué de toutes les sous-estimé du fait de l’hypothèse d’un personnes habitant normalement dans un sondage aléatoire simple (SAS). Si, à titre logement, quels que soient leurs liens de d’exemple et en utilisant le logiciel POULPE 2  parenté et y compris les personnes
                                            2  voir "Estimations de précision pour l’enquête PCV de janvier                                                                   2004 avec le logiciel POULPE et mode d’emploi du logiciel ménage ou individu)", Sylvie Rousseau, note interne Insee pour des calculs de précision complémentaires (au niveau n°070/F410, 26-08-2005  
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temporairement absentes à la date de l'ensemble du ménage. Sa catégorie l'enquête. professionnelle détermine le milieu social du  ménage. Sont inclus : les domestiques ou salariés Cas particuliers :  logés dans le logement, les personnes résidant provisoirement dans un logement - Les salariés logés chez l'employeur, même collectif (militaires logés en caserne, s'ils constituent un couple ou une famille élèves en internat, étudiants en cité monoparentale, ne sont jamais retenus comme universitaire, jeunes vivant dans un foyer personne de référence. La personne de de jeunes travailleurs,...). référence est choisie parmi le(s) autre(s) couple(s) ou autre(s) famille(s) mono- parentale(s) ou autre(s) personne(s) isolée(s) La personne de référence du ménage du ménage. Il existe une seule personne de référence - L'ascendant (grand-père ou grand-mère) par ménage. Cette personne est sans conjoint élevant seul des petits enfants ne constitue pas une famille monoparentale. fdaétmeilriamlien é(ev iee n enf onccotiuopnl e,d ef asmail les  itumaotinoon- Dans ce cas, l'ascendant et ses petits-enfants parentale, autre, ...), de son sexe et de seront assimilés à des "isolés". l'exercice d'une activité professionnelle. La En aucun cas, un enfant de moins de 15 ans situation de la personne de référence sert ne peut être retenu comme personne de à caractériser référence. Détermination de la personne de référence dans le logement  A - Il existe un ou  1 couple  Personne de référence : le conjoint plusieurs couples masculin marié ou de fait mariés ou de fait, avec ou sans enfants    2 ou plusieurs couples  Personne de référence : parmi les conjoints masculins mariés ou de fait, l'actif* le plus âgé ou, à défaut d'actif,  le plus âgé   B - A défaut de couple,  1 famille monoparentale  Personne de référence : la mère (ou il existe une famille le père) des enfants monoparentale : une  mère (ou père) sans  2 ou plusieurs familles  Personne de référence : parmi les conjoint avec des s enfants célibataires, monoparentales pmeèrrseosn (noeu  alectsi vpeè*r lea )p lduess  âegnéfea,n tosu,  làa  ces enfants étant eux- aut ersonne mêmes sans conjoint pdeérfsonndee  lpa plus âgéaec tive, la et sans enfant  C - A défaut de couple  Toutes les personnes du  Personne de référence : parmi toutes et à défaut de famille logement sont les personnes "isolées", la personne monoparentale considérées comme des active* la plus âgée ou à défaut de personnes isolées personne active, la personne la plus âgée                             * y compris les chômeurs
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 L'activité et la catégorie sociale  Les individus sont classés ici selon une nomenclature de types d'occupation en cinq postes :  Actifs Actifs ayant un emploi  Chômeurs Inactifs Élèves et étudiants  Retraités  Femmes au foyer et autres inactifs  Les actifs ayant un emploi sont répartis en catégories professionnelles selon l'emploi.  Le niveau de vie  Pour définir le "niveau de vie du ménage" on s’appuie sur un revenu estimé par unité de consommation.  La variable revenu de l’enquête PCV est demandée par tranches. On commence par estimer un revenu en le linéarisant. Le revenu par unité de consommation correspond au rapport entre le revenu global estimé annuel du ménage (comprenant aussi bien les revenus du travail que ceux du capital, les retraites, rentes et prestations diverses) et le nombre d'unités de consommation du ménage. Celui-ci est calculé en affectant à chaque individu un coefficient selon son poids dans la consommation du ménage, estimé par ailleurs. Cette pondération est celle utilisée couramment par l'Insee ou l'OCDE, et affecte un coefficient de 1 à la personne de référence, de 0,5 aux autres « adultes » du ménage (personnes de 15 ans ou plus), et de 0,3 aux enfants (moins de 15 ans). Pour chaque ménage est donc calculé un revenu par unité de consommation. Pour des raisons de commodité, l'ensemble des ménages répondants est ensuite distingué en quartiles, soit en quatre groupes d'importance égale selon ce niveau de vie : le premier quartile regroupe les 25% de ménages disposant du niveau de vie le plus faible, le quatrième quartile les 25% des ménages disposant du niveau de vie le plus élevé.  Médiane des revenus fiscaux du quartier  Certains tableaux utilisent une nomenclature répartissant les quartiers Iris définis par l’Insee (zone infracommunale ayant au
moins 2 000 habitants) selon la médiane des revenus fiscaux déclarés pour l’année 2001 par les foyers y résidant (source : Ministère des finances - Direction générale des impôts et Insee). La médiane des revenus d’un quartier est la valeur par rapport à laquelle la moitié des foyers du quartier gagne plus, l’autre moitié gagne moins. La dernière modalité de cette nomenclature est constituée du rural et des petites unités urbaines non découpées en Iris.  Zones urbaines sensibles  Les zones urbaines sensibles (ZUS) sont des territoires infra-urbains définis par les pouvoirs publics pour être la cible prioritaire de la politique de la ville, en fonction des considérations locales liées aux difficultés que connaissent les habitants de ces territoires. Le découpage utilisé ici distingue les quartiers en ZUS, le reste des quartiers des communes contenant une ZUS, les autres communes urbaines sans ZUS et le rural.    La région de résidence principale  Il s'agit en réalité, non pas des Régions, mais des ZEAT (Zones d'Études et d'Aménagement du Territoire), qui sont des regroupements de régions :    ZEAT Régions Région Île-de-France parisienne Bassin parisien Basse-Normandie, Bourgogne, Centre, Champagne-Ardenne, Haute-Normandie, Picardie Nord Nord-Pas-de-Calais Est Alsace, Franche-Comté, Lorraine Ouest Bretagne, Pays de la Loire, Poitou-Charentes Sud-Ouest Aquitaine, Limousin, Midi-Pyrénées Centre-Est Auvergne, Rhône-Alpes Méditerranée Corse, Languedoc-Roussillon, Provence-Alpes-Côte-d’Azur
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