Loisirs culturels 1999 -2002 Indicateurs sociaux annuels

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Ce volume rassemble les données disponibles dans les Enquêtes Permanentes sur les Conditions de Vie des ménages (EPCV) qui interrogent chaque année environ 6 000 individus sur le thème de la pratique des loisirs culturels. Ces données sont présentes chaque année dans la partie fixe de l'enquête d'octobre, mais elles ne sont exploitables sous une forme commune que depuis l'enquête de 1999. Vous trouverez ici, les séries de chiffres allant de 1999 à 2002. Les thèmes suivants sont abordés : la lecture de livres, de quotidiens nationaux, régionaux, de magazines d'informations générales, la fréquentation du cinéma, du théâtre ou de concerts, la visite de musées, expositions ou monuments historiques, la fréquentation de manifestations sportives, le temps passé devant la télévision, l'écoute de la radio, des disques ou des cassettes de musique. Ces thèmes sont croisés avec l'âge, le sexe, le niveau de diplôme, le type d'occupation, la catégorie socioprofessionnelle, la catégorie de commune de résidence, la région de résidence et le niveau de vie.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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Insee Résultats Loisirs culturels 1999 - 2002
Société
Indicateurs sociaux annuels N°26
Février 2004

Sylvie Dumartin et Michèle Febvre

Sources et méthodes
Le dispositif des enquêtes permanentes sur les
conditions de vie des ménages .................................. 3
Les unités statistiques ................................................ 3
La pondération ........................................................... 4
La précision des estimations ...................................... 4
Le calcul de l’intervalle de confiance .......................... 4
Définition des principaux concepts utilisés.................. 8
Extrait du questionnaire EPCV d’octobre
- partie consacrée aux loisirs culturels.......................11
Bibliographie..............................................................12
Directeur
de la publication
Jean-Michel Charpin

Institut national
de la statistique
et des études
économiques Les données essentielles
Direction générale Liste des tableaux de ce fascicule .............................13
18 boulevard
Les tableaux..............................................................14Adolphe Pinard
75675 Paris cedex 14
Téléphone : 01 41 17 50 50
Fax : 01 41 17 66 66
www.insee.fr

Diffusion/abonnements
et ventes
voir en fin de volume
Le cédérom Impression
Jouve Présentation du cédérom ..........................................33

Liste des tableaux du cédérom..................................34© Insee 2004
La source

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 donne lieu depuis donné sont interrogés deux années de suite
cette date à trois enquêtes par an. à la même date : l'échantillon est
Ce dispositif comporte trois parties : renouvelable 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 un peu moins de 6 000
régulièrement certains aspects de la vie des ménages 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
correspondant à une vague du dispositif pratique des loisirs culturels. Ces données
annuel : sont présentes chaque année dans la partie
- l'enquête de janvier traite des fixe de l’enquête d’octobre, mais elles ne
questions de la qualité de l'habitat et du sont exploitables sous une forme commune
voisinage, des équipements collectifs de que depuis l’enquête de 1999. Vous
proximité et de l'insécurité. trouverez ici, les séries de chiffres allant de
- l'enquête de mai concerne la santé, 1999 à 2002.
les difficultés financières des ménages, le
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
"individu" : il concerne toutes les personnes particulier des conditions de vie des
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 8 000 à fournit les caractéristiques générales de la
8 500 logements tiré de l'échantillon-maître population : sexe, âge, niveau de diplôme,
de l'INSEE. Les échantillons de janvier, mai activité, profession, nationalité, type de
et 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
3 "ménage", qui ne réclament qu'une seule interroge donc toutes ces personnes. Dans
réponse par ménage : par exemple, le les ménages où vivent au moins quatre
revenu du ménage, le confort ou personnes de 15 ans ou plus, on tire au sort
l’équipement du logement, l’épargne ou trois personnes seulement.
l’endettement du ménage. - Pour l'enquête ayant lieu en
D'autres parties des questionnaires octobre, le même principe a été appliqué,
s'adressent à des individus. C'est le cas en mais on n'interroge qu'une seule personne
particulier de la partie "loisirs" des par ménage et non pas trois.
Ces questions fournissent donc des réponses questionnaires d’octobre. Bien entendu, les
de niveau "personne répondante". enquêtes de ce type ne s'adressent pas à
des jeunes enfants : on a donc choisi de
s'intéresser aux réponses des personnes de Nombre de répondants
15 ans ou plus (dites "personnes éligibles").
Les questions permettant d’établir des Mais, par ailleurs, la longueur de certains
indicateurs sur la pratique des loisirs sont questionnaires rend difficile d'interroger
présentes dans les enquêtes d’octobre. Elles toutes les personnes du ménage, surtout
relèvent du seul niveau « personne quand elles sont nombreuses. On a donc
répondante ». Une seule personne de 15 choisi jusqu'à présent de tirer au sort, au
ans ou plus étant tirée au sort dans le sein d'un ménage, une ou plusieurs
ménage pour répondre à l’enquête, le personnes de 15 ans ou plus à qui le
nombre d’observations est équivalent au questionnaire sera soumis. Ce choix est mis
nombre de ménages répondants soit : en oeuvre de façon un peu différente selon
les vagues d'enquête :
Année d'enquête Ménages Répondants
- Pour les enquêtes ayant lieu en
1999 5 689 5 689 janvier et en mai, trois personnes au
maximum sont interrogées parmi les 2000 5 490 5 490
"personnes éligibles" (de 15 ans ou plus).
2001 5 548 5 548
Dans tous les ménages où vivent moins de
quatre "adultes" d'au moins 15 ans, on 2002 5 823 5 823
3 La pondération La précision des estimations

Des pondérations sont calculées ex post à Comme c'est le cas de toutes les enquêtes
partir du fichier ainsi constitué. Ces par sondage, les mesures issues de
pondérations sont utilisées, dans les l'enquête PCV sont associées à des marges
exploitations présentées ici, à la fois pour d'imprécision. Le degré de précision d’une
redresser la non-réponse à l'enquête, pour estimation est d’autant plus grand que la
corriger le plan de sondage des personnes population ou la sous-population présente
répondantes qui, lors du tirage au sort dans dans l’échantillon est nombreuse et que le
les ménages, porte à sous-estimer le phénomène considéré est fréquent. Plus la
nombre des personnes vivant dans des population considérée est réduite et plus le
ménages nombreux, et pour assurer une phénomène est marginal, plus la mesure
meilleure représentativité de l’échantillon par statistique fournie par l’enquête sera
rapport à la population présente sur le imprécise.
territoire. La population de référence est Certains choix ont donc été faits ici pour la
celle de l'enquête Emploi de la même année. présentation des résultats :
Un calage sur marge du fichier de l'enquête - Quand les estimations sont faites
permanente sur les conditions de vie des sur des sous-populations statistiques, les
ménages sur le fichier de l'enquête Emploi catégories utilisées ne sont jamais très
selon plusieurs critères permet de calculer détaillées. Par exemple, aucun tableau n'est
les poids qui seront attribués à chaque publié à l'échelon des régions. Seuls des
ménage. Ce calage tient compte, pour résultats par ZEAT (zone d’étude et
chaque ménage, des critères suivants : d’aménagement du territoire), qui sont des
regroupements de régions, sont publiés, afin
- au niveau du ménage : le nombre d'obtenir des estimations sur des
total de personnes composant le ménage, le échantillons plus importants et donc
statut d'activité de la personne de référence, statistiquement plus robustes.
la catégorie de commune de résidence (taille - Dans tous les tableaux, la taille des
de l’unité urbaine). sous-échantillons sur lesquels s’appuient les
estimations est systématiquement signalée
- au niveau des personnes (« effectif brut de l’échantillon »). Il sera donc
composant le ménage : le nombre des possible au lecteur de calculer un intervalle
personnes dans chaque sous catégorie de de confiance (voir ci-après) et donc d’obtenir
sexe et âge décennal. une estimation de la précision de la
statistique en question. Pour des raisons de
- au niveau des personnes éligibles présentation, ces effectifs ne sont fournis
(de 15 ans ou plus) du ménage : le sexe, que pour la dernière année d’enquête, mais
l'âge et le statut d'activité. 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 Les tableaux
des effectifs très faibles peuvent être
considérées comme non significatives.
Pour chaque tableau, on fait figurer, en plus
de la mesure du phénomène proprement Le calcul de l'intervalle de
dite (en %), l’effectif de chaque catégorie confiance
ayant effectivement répondu à l’enquête,

ainsi que l’effectif correspondant extrapolé à
la population totale (effectif pondéré). Les Le tirage des échantillons est effectué dans
statistiques exprimées en % sont toujours l'échantillon-maître issu du recensement de
issues de l’estimation pondérée. la population et dans la base de sondage


4 des logements neufs achevés entre deux situe avec une probabilité de 95% entre les
recensements, alimentée par le système de deux valeurs :
suivi des permis de construire du Ministère y(1− y)
inf = y − 2 de l'Equipement.
n
Si on fait l'hypothèse d'un sondage aléatoire
y(1− y)simple (c'est à dire si l’on considère comme sup = y + 2
négligeable l'"effet de grappe" du au tirage n
des logements dans les zones
géographiques de l'échantillon maître, dites
Si l’on peut admettre que l'effet de grappe
"unités primaires"), une estimation de
est négligeable dans le cas d'une mesure de
l'intervalle de confiance peut se faire de la
niveau ménage, il l'est moins dans le cas
façon suivante :
d'une mesure de niveau individu ou
soit n le nombre de ménages (ou personne répondante : en effet, les
d'individus) répondants à l'enquête ; situations des individus vivant dans le même
logement ne sont pas en réalité
soit y l'estimateur pondéré de la
indépendantes les unes des autres. Cette
proportion y des ménages (ou des individus) formule de calcul de la précision des
possédant la caractéristique dans la estimations, qui a l'avantage de la simplicité,
population. sous-estime néanmoins légèrement les
L'intervalle de confiance à 95% autour de y intervalles de confiance sur des données
individuelles. y(1− y)
est alors de y ± 2
Quelques exemples d'intervalles de n
confiance sur les résultats de 2002 :
Autrement dit, on peut estimer que la
proportion réelle du phénomène mesuré se

Référence du Estimation Nombre de Intervalle de confiance à 95%
tableau 2002 en % personnes
borne inférieure borne répondantes en
supérieure 2002
Lecture d’un quotidien national au cours des douze derniers mois
Ensemble de la population
Jamais II-2 70,0 5 816 68,8 71,2
II-2
Moins de une fois par semaine 19,0 5 18,0 20,0
II-2
Au moins deux fois par semaine 11,816 10,2 11,8

Femme
Jamais II-2 75,0 3 187 73,5 76,5
II-2
Moins de une fois par semaine 17,0 3 15,7 18,3
II-2
Au moins deux fois par semaine 8,187 7,0 9,0

Chômeurs
II-4
Jamais 70,0 341 65,0 75,0
II-4
Moins de une fois par semaine 17,12,9 21,1
II-4
Au moins deux fois par semaine 13,9,4 16,6
Lecture d’un quotidien régional au cours des douze derniers mois

Ensemble de la population
Jamais III-2 36,0 5 816 34,7 37,3
III-2
Moins de une fois par semaine 27,0 5 25,8 28,2
III-2
Au moins deux fois par semaine 37,816 35,7 38,3
5 1 - Plus la population ou la sous-population 3 - La signification statistique des évolutions
considérée est de taille réduite et plus annuelles doit également être relativisée.
l'intervalle de confiance est étendu et moins La composition temporelle des échantillons
l'estimation est précise : est un élément fondamental pour suivre
l'évolution des grandeurs mesurées. Pour
Dans l'exemple des personnes qui ont lu un
améliorer la précision des évolutions entre
quotidien national moins d’une fois par
deux périodes, on a intérêt à ré-enquêter les
semaine au cours des douze derniers mois,
mêmes ménages. La technique des
l'enquête permet d'estimer que 19% des
échantillons rotatifs, qui consiste en un
personnes sont concernées en octobre
renouvellement partiel de l'échantillon à
2002, ce qui signifie que cette proportion, en
chaque période, permet de tenir compte du
réalité, se situe avec une probabilité de 95%
lien éventuel existant entre les valeurs
entre 18% et 20%.
successives mesurées sur un même
Si l'on estime ce même taux, non plus sur la ménage pour construire des estimateurs de
population totale des personnes meilleure précision.
répondantes, mais sur les sous-populations
On démontre ainsi que, pour un phénomène
de femmes ou des personnes au chômage,
estimé par une moyenne empirique y , ton obtient des estimations similaires 17%,
mais qui sont assorties respectivement de
l'estimateur naturel de l'évolution étant notée marges d'erreur différentes : la valeur "vraie"
y − y , la variance de cette évolution se 2 1concernant les femmes se situe, avec une
1calcule selon la formule suivante : probabilité de 95%, entre 15,7% et 18,3%,
alors que la valeur « vraie » concernant les 2Spersonnes au chômage se situe, avec la V()y − y = 2()1− ρ(1− k) 2 1
même précision, entre 12,9% et 21,1%. n
L'estimation concernant les femmes (soit
où ρ est le coefficient de corrélation entre les
3187 personnes dans l'échantillon) est donc
deux estimations sur la partie commune de plus précise que l'estimation concernant les
l'échantillon, k le taux de renouvellement de
personnes au chômage (341 personnes
2
l'illon entre les deux estimations, S dans l'échantillon).
la variance calculée sur une des deux
2 - Sur un échantillon de même taille, plus le proportions (la deuxième par exemple
phénomène étudié est rare, plus l'intervalle y (1− y )) et n la taille de l'échantillon sur 2 2de confiance est étendu relativement à
lequel cette variance est calculée. l'importance de ce phénomène, et donc
moins l'estimation est précise : Dans le cas d'un renouvellement complet de
l'échantillon entre les deux dates (k=1), les Par exemple, dans les tableaux ci-dessus,
deux échantillons sont indépendants, et comparons deux mesures portant sur des
2Seffectifs voisins en terme de répondants : on
V()y − y = 2 . 2 1estime que 75% des femmes n’ont jamais n
lus un quotidien national au cours des douze
Dans le cas des enquêtes PCV, l'échantillon derniers mois, avec un intervalle de
est renouvelé par moitié chaque année : confiance à 95% de 3 points de part et
chaque logement faisant partie de d'autre de cette estimation (entre 73,5 et
l'échantillon est interrogé deux ans de suite. 76,5%). Le fait de lire au moins deux fois par
Pour chaque enquête, l'échantillon de 8 000 semaine un quotidien régional au cours des
logements est composé d'un sous-douze derniers mois est un phénomène plus
échantillon ayant déjà été interrogé l'année rare (37% de l’ensemble des répondants),
précédente ("sous-échantillon sortant") et mais l'intervalle de confiance à 95% autour
d'un sous-échantillon interrogé pour la de cette estimation est aussi de l’ordre de 3
points : l'imprécision relative de la mesure
est donc plus importante pour un taux estimé
1
Voir "Estimation dans les enquêtes répétées", de 37% que pour un taux estimé de 75%.
Nathalie Caron et Philippe Ravalet, Document de
Travail 0005, Insee - Unité Méthodologie
Statistique, 2000
6 première fois ("sous-échantillon entrant") et rotatif, ces évolutions sont rarement
qui sera réinterrogé l'année suivante. significatives.
Dans ce cas donc, k=1/2 et Selon l’enquête, 76,7% des personnes ont
2 écouté des disques ou des cassettes en S y (1− y )2 2V()y − y =(2 − ρ) = (2−ρ) 2002, soit 1,8 point de plus qu’en 2001. 2 1
n n Cette augmentation se situe en réalité avec
Alors l’intervalle de confiance à 95% autour une probabilité de 95% entre +0,5 point et
de y − y est de : 2 1 +3,1 points. Cet indicateur a donc bien
augmenté de façon significative entre les []y (1− y )2 2y − y ± 2 (2 − ρ) deux années. En revanche, si l’on considère 2 1 n seulement les personnes vivant en Ile-de-
France, l’évolution entre les deux années de On voit donc que, dans tous les cas, le fait
cet indicateur n’est plus statistiquement de conserver un demi-échantillon commun
significatif : il augmente de 1,5 point, passant d’une année sur l’autre diminue la variance
de 80,9% à 82,4% mais l’effectif de de l’estimateur de l’évolution annuelle. Plus
l’échantillon considéré étant faible (1 007 ρ est proche de 1, moins le phénomène
individus seulement), l’intervalle de observé varie d’une année sur l’autre, et plus
confiance autour de cette estimation est très le renouvellement de l’échantillon par moitié
étendu. Le plus probable est que l’évolution permet une diminution forte de la variance.
se situe entre -1,4 points et +4,4 points, on
Le calcul de l’intervalle de confiance de part ne peut donc pas en conclure une
et d’autre des évolutions annuelles montre augmentation de cet indicateur sur cette
que, malgré l’utilisation d’un échantillon sous-population.

Exemple :

Estimation Estimation Evolution Nombre de Coefficient de Intervalle de confiance à 95%
annuelle en personnes corrélation sur de l’évolution annuelle
2001 2002 point répondantes en la partie
2002 commune de en % en %
l’échantillon Borne Borne
inférieure supérieure
Personnes 74,9 76,7 1,8 5 814 0,56 0,5 3,1
qui écoutent
des disques
ou des
cassettes au
cours des
douze
derniers mois
Personnes 80,9 82,4 1,5 1 007 0,52 -1,4 4,4
résidant en
Ile-de-France
qui écoutent
des disques
ou des
cassettes au
cours des
douze
derniers mois
7 couple, famille monoparentale, autre, ...), de Définition des principaux concepts
son sexe et de l'exercice d'une activité utilisés
professionnelle. La situation de la personne
de référence sert à caractériser l'ensemble
Le ménage du ménage. Sa catégorie professionnelle
détermine le milieu social du ménage.
Un ménage est constitué de toutes les
personnes habitant normalement dans un Cas particuliers :
logement, quels que soient leurs liens de
parenté et y compris les personnes - Les salariés logés chez l'employeur, même
temporairement absentes à la date de s'ils constituent un couple ou une famille
l'enquête. monoparentale, ne sont jamais retenus
comme personne de référence. La personne
Sont inclus : les domestiques ou salariés de référence est choisie parmi le(s) autre(s)
logés dans le logement, les personnes couple(s) ou autre(s) famille(s)
résidant provisoirement dans un logement monoparentale(s) ou autre(s) personne(s)
collectif (militaires logés en caserne, élèves isolée(s) du ménage.
en internat, étudiants en cité universitaire,
- L'ascendant (grand-père ou grand-mère) jeunes vivant dans un foyer de jeunes
sans conjoint élevant seul des petits enfants travailleurs,...).
ne constitue pas une famille monoparentale.

Dans ce cas, l'ascendant et ses petits-
La personne de référence du ménage enfants seront assimilés à des "isolés".
Il existe une seule personne de référence En aucun cas, un enfant de moins de 15 ans
ne peut être retenu comme personne de par ménage. Cette personne est déterminée
en fonction de sa situation familiale (vie en référence.


8 Détermination de la personne de référence dans le logement

A - Il existe un ou plusieurs 1 couple Personne de référence : le → →
couples mariés ou de fait, conjoint masculin marié ou de
avec ou sans enfants fait

2 ou plusieurs Personne de référence : parmi → →
couples 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, il 1 famille Personne de référence : la → →
existe une famille monoparentale mère (ou le père) des enfants
monoparentale : une mère
(ou père) sans conjoint avec
des enfants célibataires,
ces enfants étant eux- 2 ou plusieurs Personne de référence : parmi → →
mêmes sans conjoint et familles les mères (ou les pères) des
sans enfant monoparentales enfants, la personne active* la
plus âgée, ou à défaut de
personne active, la personne la
plus âgée

C - A défaut de couple et à Toutes les Personne de référence : parmi → →
défaut de famille personnes du toutes les personnes "isolées",
monoparentale logement sont la personne active* la plus âgée
considérées ou à défaut de personne active,
comme des la personne la plus âgée
personnes
isolées



* y compris les chômeurs


9
L'activité et la catégorie sociale : calculé en affectant à chaque individu un
coefficient selon son poids dans la
Les individus sont classés ici selon une consommation du ménage, estimé par
nomenclature de types d'occupation en cinq ailleurs. Cette pondération est celle utilisée
postes : 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 Actifs Actifs ayant un emploi
ménage (personnes de 15 ans ou plus), et Chômeurs
de 0,3 aux enfants (moins de 15 ans). Inactifs Élèves et étudiants
Pour chaque ménage est donc calculé un Retraités
revenu par unité de consommation. Pour des Femmes au foyer et autres
raisons de commodité, l'ensemble des inactifs
ménages répondants est ensuite distingué
en quartiles, soit en quatre groupes Les actifs ayant un emploi sont répartis en
d'importance égale selon ce niveau de vie : catégories professionnelles selon l'emploi.
le premier quartile regroupe les 25% de
ménages disposant du niveau de vie le plus La catégorie de commune de résidence
faible, le quatrième quartile les 25% des principale :
ménageiveau de vie le plus
élevé. Les agglomérations sont répertoriées en
fonction de leur nombre d'habitants au
La région de résidence principale : recensement de la population

Il s'agit en réalité, non pas des Régions, Rural Communes rurales
mais des ZEAT (Zones d'Études et Petites villes Unités urbaines de moins
d'Aménagement du Territoire), qui sont des de 20 000 habitants
regroupements de régions : Villes moyennes Unités urbaines de 20
000 à 100 000 habitants Grandes villes Unités urbaines de plus
ZEAT Régions de 100 000 habitants
Région Île-de-France Agglomération Unité urbaine de Paris
parisienne parisienne sauf Paris intra muros
Bassin Basse-Normandie, Paris Ville de Paris
parisien Bourgogne, Centre,
Champagne-Ardenne, Le niveau de vie
Haute-Normandie,
Picardie Pour définir le "niveau de vie du ménage" on
s’appuie sur un revenu estimé par unité de Nord Nord-Pas-de-Calais
consommation. Est Alsace, Franche-Comté,
La variable revenu de l’enquête PCV est Lorraine
demandé par tranches. On commence par Ouest Bretagne, Pays de la
estimer un revenu en le linéarisant. Le Loire, Poitou-Charentes
revenu par unité de consommation Sud-Ouest Aquitaine, Limousin,
correspond au rapport entre le revenu global Midi-Pyrénées
estimé annuel du ménage (comprenant
Centre-Est Auvergne, Rhône-Alpes
aussi bien les revenus du travail que ceux du
Méditerranée Corse, Languedoc-
capital, les retraites, rentes et prestations
Roussillon, Provence-
diverses) et le nombre d'unités de
Alpes-Côte-d’Azur
consommation du ménage. Celui-ci est


10

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