Analyse des migrations internes et estimation du solde migratoire externe au niveau local à l'aide des données censitaires - article ; n°4 ; vol.54, pg 801-815

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Population - Année 1999 - Volume 54 - Numéro 4 - Pages 801-815
15 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : vendredi 1 janvier 1999
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B. Baccaïni
Analyse des migrations internes et estimation du solde
migratoire externe au niveau local à l'aide des données
censitaires
In: Population, 54e année, n°4-5, 1999 pp. 801-815.
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Baccaïni B. Analyse des migrations internes et estimation du solde migratoire externe au niveau local à l'aide des données
censitaires. In: Population, 54e année, n°4-5, 1999 pp. 801-815.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/pop_0032-4663_1999_num_54_4_7044ANALYSE DES MIGRATIONS INTERNES
ET ESTIMATION DU SOLDE MIGRATOIRE EXTERNE
AU NIVEAU LOCAL CENSITAIRES* À L'AIDE DES DONNÉES
Position du problème
Depuis 1962, on demande aux individus recensés d'indiquer leur résidence au
1er janvier de l'année du recensement précédent. C'est à partir de l'exploitation de cette
question que sont publiées les principales statistiques sur les migrations internes en France.
La question sur le lieu de résidence au précédent recensement n'autorise tou
tefois qu'une analyse approchée des mouvements migratoires internes.
Elle fournit, en effet, une information sur des migrants, c'est-à-dire des individus
dont le Heu de résidence à la date du recensement est différent de celui qu'ils occupaient
au 1er janvier de l'année du précédent recensement, et non sur des migrations (dépla
cements d'un lieu à un autre). Du fait des migrations multiples (d'autant plus nomb
reuses que la période intercensitaire est longue et que les migrations sont de courte
distance), ce nombre de migrants est toujours inférieur au nombre réel de migrations.
La direction du mouvement, identifiée par la comparaison du lieu de résidence
au précédent recensement et du lieu de résidence lors du recensement actuel, n'est
que la direction résultante des migrations ayant eu lieu au cours de la période, les
étapes intermédiaires étant omises.
Un certain nombre d'individus ayant changé de logement au cours de la période
ne sont pas comptabilisés parmi les migrants : les personnes décédées ou sorties du
territoire depuis le précédent recensement et les individus ayant fait un aller et retour0 \
Enfin, il faut prendre en compte les problèmes liés à la collecte. Le taux de
non-réponses à la question sur le lieu de résidence antérieur n'est pas négligeable :
2,25% en 1990 (2,09% en 1982, 2,7% en 1975, 2,3% en 1968, 2,1 % en 1962)(2),
* Cette note a été rédigée dans le cadre d'une mission effectuée à l'Insee et constitue
l'une des parties d'un rapport interne rédigé en mars 1999, intitulé Recensement traditionnel
et recensement rénové pour l'étude des migrations internes.
О Interviennent là aussi les questions du découpage du territoire et de la définition
de la migration. Si l'on travaille sur les entre communes, un individu revenu avant
1990 vivre dans la commune dans laquelle il résidait en 1982, après avoir effectué un ou
plusieurs mouvements intermédiaires, ne sera pas compté parmi les migrants. Si l'on définit
par contre comme migration tous les changements de logement, cet individu pourra être compt
é parmi les migrants, si le logement qu'il occupe à son retour est différent de celui qu'il
occupait en 1982.
(2) Le taux de 1990 n'est pas tout à fait comparable avec celui de 1982, du fait du
traitement effectué en 1982 sur les bulletins individuels considérés comme blancs. En effet,
lorsque l'année de naissance n'était pas déclarée et que le type d'activité n'avait pas pu être
chiffré, 1 enregistrement était complètement écrasé par celui d'un individu traité précédemm
ent, et donc redressé en bloc avant le redressement variable par variable (Durr, 1995). Cela
conduit probablement à sous-estimer légèrement le taux de non-réponses en 1982, pour la
question sur le lieu de résidence antérieur.
Population, 54 (4-5), 1999, 801-816 802 В. BACCAÏNI
ces non-réponses étant redressées par la méthode du hot-deck. Cette question est
également sujette à des erreurs de déclaration, volontaires ou non, sur lesquelles
nous reviendrons plus loin.
La question sur le lieu de résidence au dernier recensement pose des problè
mes d'ordre plus méthodologique, pour l'étude des migrations internes. Il est en
particulier impossible de calculer de manière simple des taux annuels de migration,
en divisant le nombre de migrants par la durée de la période. En effet, plus la
période s'allonge, plus la probabilité de migrations multiples et de retours aug
mente; le nombre de migrants n'est donc pas une fonction linéaire de la durée sur
laquelle les mouvements ont été mesurés. Le problème se pose particulièrement
lorsque l'on souhaite comparer les migrations dans le temps, les périodes intercens
itaires étant, en France, de durée inégale'3'.
À l'aide d'observations et d'enquêtes réalisées en France et ailleurs, D. Courgeau
a montré qu'il était possible de modéliser cette variation non linaire de l'effectif de
migrants lorsque la période d'observation varie, et d'estimer un taux instantané (proche
d'un taux annuel) de migration (Courgeau, 1973, 1988). Ce taux est beaucoup plus
important que celui que l'on obtient en divisant le taux calculé sur la période inter
censitaire par la durée de la périodei4).
La question posée aux recensements français ne correspond pas aux recom
mandations de Г ONU qui suggèrent de relever le lieu de résidence un an ou
cinq ans avant le recensement, le choix de l'Insee s'expliquant par la volonté de
couvrir l'ensemble de la période intercensitaire et de disposer d'un solde migratoire
avec l'étranger.
Pour toute zone du territoire, on doit en effet pouvoir réaliser un « bouclage
démographique», la variation totale de la population d'une zone entre deux recen
sements pouvant être décomposée en plusieurs termes : le mouvement naturel, dif
férence entre les naissances et les décès, le solde migratoire avec le reste du
territoire métropolitain et le solde migratoire avec l'étranger ou les Dom-Tom(5).
POP{t2)-POPyt\) = {N-D) + (Iexl-Eex) + (/«„/- Emt) [1]
où : POP(tl) = population totale de la zone au 1er recensement ;
POP(t1) = totale de la zone au 2e ;
(N - D) = solde naturel intercensitaire ;
(Iext- Eexl)= solde migratoire avec l'extérieur;
(/,„,-£,„,) = solde intercensitaire interne.
Ainsi, pour la période 1982-1990, on connaît pour chaque zone du territoire
(commune, département, etc.) : les populations recensées en 1982 et en 1990, le
solde naturel entre 1982 et 1990, les entrées en provenance d'une autre zone de
(3) Sur le plan international, la France cumule donc deux « originalités » : période i
ntercensitaire de longueur variable, d'une part, et période de référence, pour les migrations,
correspondant à la période intercensitaire, d'autre part.
(4) Pour la 1982-1990, les taux annuels de changement de logement, de com
mune, de département et de région, calculés en divisant le taux sur toute la période par sa
durée sont respectivement de 5,79%, 3,76%, 1,75% et 1,10%, alors que les taux instantanés
calculés en appliquant la méthode de D. Courgeau sont égaux à 8,56%, 5,56%, 2,58% et
1,62% (Baccaïni, Courgeau, Desplanques, 1993). Ces taux instantanés peuvent être transfor
més en taux annuels, pour faciliter la comparaison : txannuel = 1 - exp(- txinst). On obtient
alors des taux annuels de 8,20%, 5,44%, 2,54%, 1,60%.
(5) Dans la pratique, seul le solde migratoire global (externe + interne) est publié, pour
les diverses zones (régions, départements, etc.) NOTES DE RECHERCHE 803
France métropolitaine, les sorties vers une autre zone de France métropolitaine et
les entrées en provenance de l'extérieur de la France métropolitaine.
a) Les mouvements internes et les entrées en provenance de l'étranger et des
DOM-ТОМ sont connus grâce à la question sur le lieu de résidence au 1er janvier
de l'année du précédent recensement'6'.
Pour les enfants nés au cours de la période intercensitaire, on considère que
le lieu de résidence au précédent recensement est celui de la mère ; ils sont donc
considérés comme migrants si leur mère a changé de domicile au cours de la période
(migration induite par celle de la mère). Cette procédure perturbe «l'égalité compt
able» [1] car une partie des naissances, en réalité survenues après la migration de
la mère, sont domiciliées dans le lieu de résidence actuel de celle-ci bien que l'en
fant soit considéré comme migranti7).
Soit un enfant né entre t\ et Й, après que sa mère a migré de A vers B. Il
interviendra de la manière suivante dans les équations comptables (un 0 en exposant
indique que l'enfant n'intervient pas dans le terme, un 1 en exposant qu'il inter
vient) :
pour A : POP{t2f - POP{t\ )° = (/V° - Z>J) + (/„,° - Eex?) + (/,„,° - EJ)
pour В : POP(t2)] - )° - (Nl - DP) + (IexP - Eex?) + (Ij - Eln?)
On voit clairement qu'il ne peut pas y avoir égalité entre les deux termes
des équations.
Par contre, si la naissance survient en A (donc avant la migration), cela ne
perturbe pas les égalités. L'enfant interviendra en effet de la manière suivante :
pour A : POPiflf - POP{t\ )° = (W -Dfi) + (/„/> - Eex?) + (IinP - Ej)
pour В : POP{tiy - POP{t\f = (№ - D°) + (/„/> - EJ) + (IJ - Ej)
Les migrations intercensitaires des personnes décédées entre les deux recen
sements introduisent également des perturbations dans les équations comptables.
Soit un individu recensé en A en t\ et décédé en В avant fi, après avoir effectué
une migration de A vers B. Il interviendra de la manière suivante dans les équations :
pour A : POP{t2f - POPitiy = (№-&>) + (/„,° - EJ) + (/„„° - Ej)
pour В : - POP(t\)° = (№-Dl) + (/„/> - EeK?) + (IiaP - Ej)
Cet individu, présent en A seulement en t\, n'apparaît pas dans les «dispar
us » de la zone (ni dans les décédés, ni dans les emigrants). Il apparaît par contre
dans les décédés de B, alors qu'il n'a jamais été compté dans la population de cette
zone.
b) Le solde naturel est connu par l'état civil, avec une très bonne précision'8'.
(6> Outre le fait que ces données sont de type déclaratif et donc sujettes à erreur ou
omissions, il faut rappeler que le lieu de résidence au précédent recensement et la catégorie
de migrant (variable calculée) ne sont saisis que dans le fichier du sondage au quart.
(7) Le recensement ne fournit aucune information sur la date de la (ou des) migra-
tion(s) : on ne peut donc pas savoir si la naissance est intervenue avant ou après la migration.
Pour le recensement de 1999, une information sur la date d'arrivée dans le logement actuel
sera fournie dans la feuille de logement.
(8) Les naissances et les décès sont repérés, dans l'état civil, par le lieu de l'événement
(lieu d'enregistrement) et le lieu de résidence (domicile de la mère, pour les naissances).
Dans ce qui suit, nous considérons les événements « domiciliés ». В. BACCAÏNI 804
c) Les populations totales en il et il sont fournies par les recensements, mais
elles sont sujettes aux erreurs liées à la collecte{9).
d) Seules les sorties vers l'extérieur de la métropole sont donc totalement
inconnues, mais elles doivent théoriquement pouvoir être estimées à l'aide de la
formule suivante :
E '„,= /„,-£,„,+ hxt-POP{t2) + POP{t\) + (N-D) [2]
Pour la période 1982-1990, les ordres de grandeur de ces différents termes,
pour une commune de 100 habitants, sont les suivants : TV se situe autour de 11,
D autour de 7, Ilnt et Ein, autour de 30, Iext et Eext autour de 1,5. L'estimation de
Eext sera donc très sensible à de faibles erreurs relatives sur les autres termes.
Notre objectif sera de voir dans quelle mesure cette estimation peut ou non
être considérée comme fiable. Nous avons donc effectué des tests au niveau des
communes et des départements, pour la période intercensitaire 1982-1990.
Test au niveau des communes
L'estimation, pour chaque commune, du nombre de migrants vers l'extérieur
de la métropole (E'ext) conduit à un chiffre négatif pour 40% des communes.
Autrement dit, dans ces communes : Eext = E'ex, + AE'ext- L'effectif réel d'émi-
grants externes est donc sous-estimé et le solde migratoire externe surestimé.
Par conséquent, pour ces communes :
(POP82 - POP90) est sous-estimé ;
ou /,„/ est sous-estimé ;
ou Eint est surestimé ;
ou lext est sous-estimé ;
ou (N-D) est sous-estimé.
La surestimation de l'accroissement total de la population ne peut provenir
que d'une moins bonne exhaustivité dans la collecte en 1982 qu'en 1990; en effet,
à l'exception des communes fraudeuses, la surestimation de la population totale
lors d'un recensement doit être très rare. Un accroissement total «trop important»
entre 1982 et 1990 ne peut donc provenir que d'une collecte de moins bonne qualité
en 1982 qu'en 1990.
La sous-estimation de l'immigration interne, pour une commune с donnée (né
cessairement associée à une sous-estimation de l'émigration en provenance d'autres
communes, vers la commune c), s'explique par le fait que des personnes recensées
en с en 1990 et résidant hors de с au précédent recensement (1982), n'auraient
pas déclaré vivre dans une autre commune en 1982, surestimant leur durée de
séjour dans la commune de résidence actuelle (erreur de datation de la migration).
Réciproquement, la surestimation de l'émigration interne, pour une commune
с donnée (associée à une de l'immigration en provenance de cette
commune, vers d'autres communes), s'explique par une sous-estimation de la durée
de séjour dans la commune de résidence actuelle, par des individus venant de c.
<9) Les principales sources d'erreurs sont les suivantes : omission de logements ou de
communautés, classement de logement dans une catégorie erronée, fraude des mairies, refus
de se faire recenser, déménagement pendant la période du recensement (Coeffic, 1995). NOTES DE RECHERCHE 805
Nous avons calculé pour toutes les communes le taux d'immigration interne,
le taux d'émigration interne et le taux d'émigration externe, en rapportant les ef
fectifs concernés à la population de référence (moyenne arithmétique du nombre
de personnes présentes dans la commune aux deux dates extrêmes de la période et
vivant en France métropolitaine à ces deux dates). On obtient les résultats suivants
(tableau 1).
Tableau 1 . - Taux de migration au niveau communal (moyenne des taux 1982-1 990)
Immigration interne Émigration interne Immigration externe
(%) (%) (%)
Ensemble des communes 33,1 24,7 0,2
Communes où E'ext< 0 24,9 29,1 0,1
38,5 21,9 0,3 où E'ext ^ 0
L'écart important entre le taux d'immigration interne moyen et le taux d'émi
gration interne moyen est lié au fait que ces taux moyens ne sont pas pondérés
par la population des communes. L'effet de structure est en effet très important :
le taux d'immigration interne est beaucoup plus fort pour les petites communes (les
plus nombreuses) que pour les grandes alors que le taux d'émigration interne est au
contraire plus faible dans les petites communes que dans les grandes (tableau 2).
Tableau 2. - Taux de migration selon la taille de la commune
(moyenne des taux 1 982- 1 990)
Immigration interne Émigration interne Immigration externe
Communes < 1 000 hab. 32,7 24,1 0,1 1 000-4 999 hab. 34,6 25,3 0,4 5 000-49 999 hab. 34,0 32,0 1,8
Communes 50 000-99 999 hab. 27,8 35,7 3,5 100 000 hab. et plus 25,5 36,5 3,3
En pondérant ces taux par la population des communes, on obtient les résultats
suivants (tableau 3).
Tableau 3. - Taux de migration communaux pondérés
(MOYENNE DES TAUX 1982-1990)
Immigration interne Émigration interne Immigration externe
(%) (%) (%)
Ensemble des communes 31,1 31,1 1,9
Communes où E'ext < 0 26,5 32,7 1,9
35,3 29,5 1,9 où E'ext ^ 0
Dans les communes où l'estimation des sorties vers l'étranger est de toute
évidence erronée (valeur négative), on constate que l'immigration interne est rel
ativement faible alors que l'émigration interne est au contraire relativement forte. В. BACCAÏNI 806
Les valeurs négatives obtenues pour E'ext pourraient donc provenir d'une sous-
estimation du solde migratoire interne de ces communes (sous-estimation des
entrées et/ou surestimation des sorties).
La distribution des communes où E 'ext est négatif, selon leur taille montre
qu'elle ne diffère pas de manière significative de la distribution de l'ensemble des
communes (tableau 4).
Tableau 4. - Répartition des communes par nombre d'habitants (%)
Ensemble des communes Communes où E\xt < 0
Communes < 1 000 hab. 77,4 78,4 1 000-4 999 hab. 17,9 17,2 5 000-49 999 hab. 4,4 4,0
Communes 50 000-99 999 hab. 0,2 0,2 100 000 hab. et plus 0,1 0,1
Test au niveau des départements
Comme pour les communes, connaissant la population des départements en
1982 et 1990, le solde naturel intercensitaire, le nombre d'immigrants internes (en
provenance des autres départements de métropole), le nombre externes
(en de l'étranger et des Dom-Tom), et le ď emigrants internes
(vers les autres départements de métropole), nous avons calculé le nombre estimé
d'émigrants vers l'extérieur.
La carte du taux d'émigration externe ainsi estimé révèle une forte concent
ration des taux les plus élevés dans tout l'est du pays et en région parisienne (taux
souvent supérieur à 1% sur la période 1982-1990) (figure 1).
Le quart sud-ouest se caractérise au contraire par des taux très faibles... voire
négatifs.
Pour 16 départements (sur 96), E'ex, est négatif. Il s'agit de :
— Paris (75) ;
— le Gard (30) ;
— la Dordogne (24) ;
— la Corse-du-Sud (2A) ;
— le Morbihan (56) ;
— le Lot-et-Garonne (47) ;
— la Loire (42) ;
— la Charente-Martitime (17) ;
— le Gers (32) ;
— l'Ariège (09);
— l'Aude (11);
— le Cantal (15);
— le Tarn (81);
— la Nièvre (58) ;
— la Haute-Loire (43). DE RECHERCHE 807 NOTES
Taux 1982-1990
estimé (%)
Figure 1. - Estimation de l'émigration externe entre 1982 et 1990
La moitié des ces 16 départements se situent dans le sud-ouest du pays.
C'est toutefois pour Paris et la Corse-du-Sud que ce taux est le plus fortement
négatif (-3,3% pour Paris et -2,1 % pour la Corse-du-Sud).
Pour le taux d'immigration interne, le taux d'émigration interne et le taux
d'émigration externe, on obtient les résultats reproduits tableau 5 et figures 2 à 4. В. BACCAÏNI 808
Tableau 5. - Taux de migration au niveau départemental
(moyenne des taux 1982-1990)
Émigration interne Immigration externe Immigration interne
(%) (%) (%)
Ensemble des départements 14,0 13,1 1,3
Départements où E'ext < 0 13,6 13,0 1,3
14,1 13,1 1,3 où E'ext ^ 0
Le tableau 6 fournit ces taux pondérés par la population des départements.
Dans les départements où l'estimation des sorties vers l'étranger est négative,
les taux d'immigration interne ne sont pas significativement différents de ce qu'ils
sont dans l'ensemble des départements. Le taux d'émigration interne moyen pondéré
est, par contre, significativement plus élevé dans ces départements que dans les
autres, ce qui peut être, au moins en partie, à l'origine de la valeur négative obtenue
pour E'ext. Le taux d'immigration externe moyen, que l'on «attendrait» plutôt r
elativement faible dans ces départements, y est au contraire élevé, lorsque l'on pon
dère par la population : cela s'explique par le cas parisien, département le plus
peuplé et où le taux externe est très élevé. En excluant Paris, le taux
moyen pondéré d'immigration externe, pour les 15 départements, est égal à 1 %,
donc relativement faible.
Tableau 6. - Taux de migration départementaux pondérés
(moyenne des taux 1982-1990)
Immigration interne Émigration interne Immigration externe
(%) (%) (%)
Ensemble des départements 14,3 14,3 1,8
Départements où E'ext < 0 14,9 18,1 2,8
14,2 13,7 1,7 où E'ext =ï 0
Voyons plus en détail ce qu'il en est pour chacun des 16 départements pour
lesquels E'extest négatif (tableau 7). Les départements sont présentés triés selon le
taux d'émigration externe estimé.
Ces départements présentent souvent un solde naturel négatif : c'est le cas
de 10 d'entre eux (soit 62%) alors que pour l'ensemble des 96 départements, la
proportion n'est que de 27% (26 départements). Les taux d'accroissement naturel for
tement négatifs, inférieurs à -2% sur la période 1982-1990 (soit moins de -0,25%
en taux annuel), concernent 7 de ces 16 départements (soit 44% d'entre eux), contre
17% pour l'ensemble des 96 départements (16 départements).
Si l'état civil ne pouvait pas être considéré comme parfaitement fiable, on
pourrait être tenté de lier l'estimation négative des sorties vers l'extérieur à une
sous-estimation du solde naturel. Cela semble cependant peu vraisemblable, l'état
civil fournissant des informations d'une grande précision, les seules erreurs pos
sibles étant liées à la domiciliation des naissances et des décès.
La sous-estimation des sorties vers l'étranger peut également être liée à une
surestimation de l'accroissement total de la population (POP90- POP82), résultat
d'une moins bonne exhaustivité de la collecte en 1982 qu'en 1990. Dans deux des 1
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1
'
1
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1
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NOTES DE RECHERCHE 809
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