DOCUMENT DE RECHERCHE EPEE

DOCUMENT DE RECHERCHE EPEE CENTRE D ETUDE DES POLITIQUES ECONOMIQUES DE L UNIVERSITE D EVRY Sortr du chômage en Ile de France : une queston spatale Emmanuel DUGUET, Yannck L HORTY & Florent SARI 08 09 www.unv-evry.fr/epee UNIVERSITE D EVRY VAL D ESSONNE, 4 BD. FRANÇOIS MITTERRAND, 91025 EVRY CEDEX

Sortr du chômage en Ile-France : Une queston spatale Emmanuel Duguet, Yannck L Horty *, Florent Sar ** Résumé L objet de cette étude est d explquer les dspartés ntercommunales des chances de sortr du chômage dans la régon Ile-de-France. Partant du fcher hstorque statstque de l ANPE, on estme des modèles de durée de chômage qu permettent d évaluer les chances de sortr du chômage dans chaque commune de la régon. On constate globalement que les dspartés locales sont très fortes d une commune à l autre, quel que sot l ndcateur que l on retent pour estmer ces dspartés. Les écarts d une localté à l autre restent très élevés lorsque l on neutralse les dfférences de structure par âge, sexe et qualfcaton ce qu confrme l exstence d un effet spécfque du terrtore. La régon affche une logque concentrque : au centre et dans la grande pérphére, les sortes du chômage sont plus rares que dans une zone ntermédare de moyenne pérphére à l échelle régonale. Les localtés les plus élognées du centre se caractérsent généralement par des durées du chômage élevées. Pour tenter d nterpréter cette stuaton nous nous ntéressons à l mpact de la structure urbane sur le retour à l emplo. Alors que certanes localtés semblent souffrr d une mauvase connexon physque aux opportuntés d emplos, on peut évoquer pour d autres des effets de ségrégaton résdentelle auxquels s ajoutent des problèmes de dscrmnaton terrtorale. Abstract The am of our research s to explan spatal dspartes of unemployment-to-work transtons n Pars regon (Ile-de-France). We are usng exhaustve admnstratve data sets concernng unemployed seekng a job wthn the French cvl servce (through the Agence Natonale pour l Emplo) n order to estmate duraton models that allow to assess unemployment-to-work hazard rates for each Pars regon s muncpaltes. The regon shows very strong local dspartes between muncpaltes, whatever the ndcator selected n order to measure these dspartes. The unemployment duraton seems draw a U-shaped curve wth the dstance to Pars center. Moreover, these dspartes reman strong even f we control for the labour force composton. The regon s showng a crcular logc: wth mportant unemployment duraton n Pars and ts mmedate perphery and also for the farthest muncpaltes of the regon, whereas muncpaltes n the ntermedate perphery are showng short unemployment duraton. In order to explan ths contrast we are nterestng n the effects of urban organzaton on unemployment-to-work transtons. Thus, t appears that some muncpaltes are sufferng from spatal msmatch whereas others are sufferng from resdental dscrmnaton or terrtoral dscrmnaton. Classfcaton JEL : C41, J64, R1. Unversté d Evry-Val d Essonne, EPEE, CEE et TEPP (FR CNRS n 3126), 4 Bd F. Mtterrand, 91 025 Evry Cedex. Emmanuel.duguet@unv-evry.fr, yannck.lhorty@unv-evry.fr ** CEE, Unversté de Pars-Est (OEP) et TEPP (FR CNRS n 3126), 29 Promenade Mchel Smon, 93 166 Nosy-le-Grand Cedex. florent.sar@mal.enpc.fr Cette étude s nscrt dans un projet natonal fnancé par la Msson Acton Régonale de la DARES, Mnstère du Traval, des Relatons Socales et de la Soldarté (marché n 0600131, déclaraton CNIL n 1206382). Elle a bénéfcé des remarques de Mare Lebreton, Olver Mazel (DARES), Raymond Davd (DRTEFP Lorrane), Dder Klen (ANPE), Elsabeth Pascaud (DGEFP), Bruno Terseur et Rém Belle (DRTEFP PACA), et Bernard Smonn (DRTEFP Ile-de-France) et de celles des partcpants au sémnare DARES-SEPES du 7 jun 2007 à Lmoges. 1

INTRODUCTION Alors que les dspostfs publcs d ade au retour à l emplo sont de plus en plus décentralsés et terrtoralsés, l effet du local est généralement absent des analyses de l emplo et du chômage. Il y a ans un net contraste entre, d un coté, l acton et les débats publcs qu semblent se préoccuper de plus en plus des dspartés terrtorales à dfférentes échelles (régons, zones d emplo, communes ou quarters), et de l autre côté les analyses et les observatons des chercheurs qu restent le plus souvent départementales et natonales sans ntégrer les dverstés des stuatons locales. Dans le but de construre des ndcateurs de flux au nveau géographque le plus fn, celu de la commune ou du code postal, nous évaluons les chances de sorte du chômage dans chaque localté en moblsant le fcher hstorque statstque de l ANPE dans sa verson exhaustve. Nous évaluons les chances de sorte du chômage dans les communes en rasonnant toutes choses égales par alleurs, comme s chaque localté avat la structure par âge, sexe et qualfcaton de sa régon. En Ile-de-France, les dspartés locales sont très fortes d une commune à l autre, même s l on neutralse les dfférences de structure selon l âge, le sexe ou la qualfcaton. Pour autant, de vastes zones de la régon présentent des durées de sorte du chômage très proches. L objectf de la présente étude est d explquer ces dspartés ntra-communales en moblsant les analyses théorques ssues de l économe spatale. Concrètement, l mporte de comprendre comment l organsaton de l espace urban peut affecter les opportuntés économques des habtants de certanes zones. L étude du retour à l emplo dans une perspectve spatale n est pas récente. Déjà en 1968, Kan avançat l dée selon laquelle la déconnexon entre leux de résdence et leux de traval (spatal msmatch), pour les populatons les plus fragles, pouvat consttuer un fren au retour à l emplo. Sute à cette ntuton de nombreux travaux se sont développés outre-atlantque sur l organsaton spatale des vlles et sur les problèmes de chômage (Ihlanfeldt et Sjoqust, 1990 ; Rogers, 1997 ; Immergluck, 1998 ; etc.). La plupart de ces développements sont restés centrés autour des marchés locaux du traval amércans, tands que cette lttérature, applquée au cas franças, n en est encore qu à sa phase de décollage. On recense effectvement encore peu d études qu ntègrent cette dmenson spatale dans le processus de recherche d emplos. Bouabdallah, Cavaco et Lesueur (2002), par exemple, ont vérfé l mpact des contrantes spatales sur la durée du chômage. Gaschet et Gausser (2004) ont cherché à mettre à jour les détermnants spataux du retour à l emplo dans l agglomératon bordelase, tands que Gobllon et Selod (2006) se sont ntéressés à la régon parsenne. Dans l ensemble de ces études, les dspartés spatales de retour à l emplo sont détermnées sot par des problèmes d accès aux opportuntés d emplo, sot par les effets de composton et/ou de ségrégaton propres à certanes zones. Ces arguments sont moblsés pour tenter d explquer les dfférences nter-communales de sorte du chômage au sen de la régon Ile-de-France. La premère secton décrt la méthodologe qu a été retenue pour mesurer les chances de sortr du chômage. La deuxème secton présente et analyse les résultats. La trosème secton tente de mettre au jour les détermnants des dspartés observées. Enfn, la dernère secton propose des régressons pour tester l mpact de l organsaton urbane sur les flux de sorte du chômage. 2

QUESTIONS DE MESURE Dans cette étude, nous nous ntéressons à l ensemble des chômeurs nscrts à l ANPE, qu ls soent ou non ndemnsés. Il s agt là d une défnton large du chômage qu comprend l ensemble des demandes d emplo en fn de mos des catégores 1,2,3 et 6,7,8. Les données que nous employons sont ssues de la verson exhaustve du Fcher Hstorque Statstque de l ANPE. Ce fcher permet de suvre les demandeurs d emplo dans le temps et fournt des statstques ndvduelles qu peuvent servr de varables explcatves. Afn de pouvor suvre les demandeurs d emplo dans le temps sur une durée suffsamment longue, nous nous lmtons aux personnes qu se sont nscrtes entre le 1 er jullet 2001 et le 30 jun 2002. La date du 1 er jullet 2001 a été retenue car elle correspond à l entrée en vgueur d un nouveau système d ndemnsaton du chômage. Ans, on étude une pérode homogène du pont de vue de l ndemnsaton. Le fcher que nous utlsons dans la présente étude est la verson du FHS ms à jour jusqu au 31 mars 2006. Nous suvons donc la cohorte de chômeurs sur près de cnq ans. Deux défntons des sortes du chômage Les sortes du chômage, plus encore que les entrées, posent un problème de défnton et d observaton. Pour les dénombrer, nous utlsons le fcher hstorque statstque (FHS) de l'anpe qu est une source admnstratve. Cette source permet de suvre les parcours ndvduels des demandeurs d emplo en enregstrant tous les événements successfs depus leur premère nscrpton à l'agence, mas elle ne couvre pas les parcours des demandeurs une fos qu ls ont reprs un emplo ou lorsqu ls ne sont plus nscrts à l ANPE. Or, s le retour à un emplo mplque très généralement une sorte des fchers de l ANPE, toutes les sortes du fcher ne sont pas des retours à l emplo. En pratque, les demandeurs d emplo ont jusqu au 12 ème jour ouvré pour actualser leur stuaton relatve au mos précédent 1. Le défaut d actualsaton entraîne une sorte des lstes pour «absence au contrôle». Près du ters des sortes du fcher ANPE se font de cette manère et cette proporton est plutôt en augmentaton depus 2001. Or l est clar que l absence à un contrôle ne correspond pas toujours à une reprse d emplo. Selon les données des enquêtes «sortants» 2, envron la moté des demandeurs d emplo qu quttent l ANPE pour «absence au contrôle» a reprs un emplo. L autre moté a nterrompu sa recherche d emplo, est part en formaton ou a oublé d actualser sa stuaton et va se rénscrre dans les semanes suvantes. Aucune conventon admnstratve ne permet donc de suvre parfatement le retour à l emplo des chômeurs. D un côté, la conventon admnstratve des «sortes de lstes» consttue une référence usuelle, souvent utlsée dans les publcatons offcelles qu suvent la conjoncture du marché du traval. D un autre côté, l est utle de compléter cette référence par une conventon plus restrctve lmtant les sortes aux reprses d emplo telles qu elles sont effectvement enregstrées par l ANPE et déclarées par les chômeurs. La premère conventon est large et exagère sensblement l ampleur du retour à l emplo, tands que la seconde sousestme nettement l ntensté du retour à l emplo. Dans ce contexte, une règle de bon sens est de moblser en même temps ces deux conventons afn d encadrer la réalté du retour à l emplo. 1 Depus avrl 2007, le déla d actualsaton a été ramené à 5 jours. 2 L enquête «sortants» est un sondage par quota réalsé chaque trmestre auprès d envron 2000 demandeurs d emplo sorts des lstes de l ANPE, le derner mos du trmestre précédent, afn de détermner les motfs de sorte des lstes. 3

En effet, les sortes des lstes sont extensves, elles englobent tous les motfs de sorte quel que sot le motf déclaré, y comprs les absences au contrôle et les radatons admnstratves. On consdère alors les durées de chômage telles qu elles sont observées. Les sortes du chômage selon cette conventon exagèrent sans doute le retour à l emplo. La deuxème défnton est plus restrctve et correspond aux reprses d emplo déclarées. Les chômeurs absents au contrôle et les radatons admnstratves sont supprmés des fchers (motfs d annulaton code 9 à 13). Les autres motfs de sortes sont censurés sauf lorsqu l s agt de sortes vers l emplo (code 1). Cette conventon donne une mage restrente du retour à l emplo car elle gnore une parte des reprses d emplo non déclarées par les chômeurs à l ANPE. En pratque, les deux défntons donnent une mage très dfférente de la sorte du chômage. La durée moyenne du chômage est beaucoup plus fable lorsqu elle est estmée avec les sortes des lstes, qu augmentent les taux de sorte. En moyenne, la durée du chômage en Ile-de-France est alors d un peu plus de dx mos. Elle peut attendre près de 40 mos lorsque l on défnt une sorte par une reprse d emplo déclarée. Estmatons des taux de sorte du chômage à l ade de modèles de durée Dans cette étude, nous avons retenu, pour modélser la durée du chômage, une spécfcaton à la Webull qu est l approche paramétrque la plus utlsée dans les travaux applqués sur ce thème. Selon ce modèle, le taux de sorte du chômage est une foncton du temps passé au chômage et dépend auss des caractérstques de l ndvdu, telles que l âge, le sexe, ou le nveau de dplôme. L annexe 1 décrt en détal cette spécfcaton. Son avantage est de prendre en compte explctement les effets des caractérstques ndvduelles par l ntroducton de varables explcatves dans la régresson. Son nconvénent est de supposer que les chances de sorte sont strctement proportonnelles à l ancenneté de chômage. Nous avons cependant vérfé que le recours à d autres technques d estmaton modfe peu les taux de sorte. Les coeffcents estmés avec un modèle de Webull qu est parfos présenté comme une technque rgde, sont très proches de ceux estmés avec un modèle à hasard constant par ntervalles et avec un modèle de Cox. Dans nos estmatons, le paramètre α du modèle de Webull, qu condtonne la relaton entre la durée passée au chômage et les chances d en sortr à chaque pérode, est proche de l unté. Ce cas partculer α = 1 correspond au modèle exponentel, où la durée de chômage passée n a pas d effet sur le taux de sorte nstantané du chômage. Dans ce cas, toutes les généralsatons habtuelles donnent des résultats équvalents. Deux ndcateurs pour mesurer l effet du terrtore Pour calculer des taux de sorte et des espérances de durée au nveau communal nous avons fxé un nombre mnmal de 100 chômeurs nscrts dans la commune. S l y a 100 demandeurs d emplo ou plus dans la commune, nous évaluons nos ndcateurs au nveau de cette localté. S l y a mons de 100 demandeurs d emplo, nous regroupons la commune avec les autres communes de son code postal dans lesquelles l y a mons de 100 demandeurs d emplo. Nous évaluons alors nos ndcateurs au nveau de ce code postal. S l y a mons de 100 chômeurs dans le code postal, nous ne calculons pas d ndcateur de sorte du chômage. Les ndcateurs locaux sont donc estmés n fne au nveau communal ou à celu du code postal. Nous pouvons également évaluer nos batteres d ndcateurs avec la même méthode selon n mporte quel autre découpage terrtoral plus ou mons agrégé. 4

L estmaton des modèles nous permet de calculer deux types d ndcateurs au nveau communal. Le premer ndcateur, appelé «durée brute», équvaut à une statstque descrptve de retour à l emplo au nveau de la localté. Elle correspond à la durée moyenne de chômage dans la commune pour les demandeurs d emplo qu sont entrés au chômage entre jullet 2001 et jun 2002. Cette durée brute combne deux effets. Il s agt d une part de la capacté du terrtore à suscter un retour à l emplo et, d autre part, de la capacté ndvduelle des demandeurs d emplo à retrouver un traval, qu dépend de l ensemble de leurs caractérstques soco-économques (âge, dplôme, qualfcaton, etc.). Pour ben séparer les effets de terrtore des effets ndvduels, nous ntrodusons un deuxème ndcateur, appelé «durée nette». Il s agt de la durée du chômage que l on devrat constater s les demandeurs d emplo avaent les mêmes caractérstques sur tous les terrtores, c est-à-dre en rasonnant toutes choses égales par alleurs. Technquement, elle est obtenue en estmant un modèle à effet fxe au nveau communal. Ce modèle nclut, en plus des effets fxes locaux, toutes les caractérstques soco-économques des demandeurs d emplo, de sorte qu l permet d estmer un effet de terrtore toutes choses égales par alleurs. Comme les effets fxes locaux ne sont pas drectement nterprétables, on présente les résultats sur les durées nettes de la manère suvante : on fxe les varables soco-économques à une valeur de référence, qu est la moyenne régonale, pus on calcule la durée du chômage qu correspond à cette moyenne en lassant les effets fxes locaux nchangés. Par constructon, cette durée nette neutralse donc toutes les dfférences de composton soco-économque de la man d œuvre pusque l on mpose la même valeur des varables soco-économques à toutes les untés locales. Cette conventon permet de fare ressortr l effet de terrtore et de rendre les durées nettes des dfférentes untés locales drectement comparables. Les détermnants ndvduels de la sorte du chômage Les varables soco-économques qu sont utlsées dans le calcul des durées nettes sont les suvantes : sexe, âge, natonalté, stuaton matrmonale, nombre d'enfants, plus haut dplôme obtenu, handcap, type de contrat recherché, méter (code ROME), motf d entrée en chômage, stuaton relatvement au RMI. Le tableau 2 détalle en moyenne pour toutes les régons de France les effets de chacune de ces varables sur les chances de sortr du chômage, selon chacune des deux défntons retenues. On retrouve les résultats tradtonnels des études applquées sur les détermnants ndvduels de la durée du chômage. La probablté de sortr du chômage décrot fortement avec l âge. Le type de contrat recherché génère lu auss des écarts mportants : la durée de chômage la plus courte concerne les CDI à plen temps, suvs par les CDD. Plus le nveau de dplôme est élevé, plus le retour à l emplo est rapde, même s cette relaton est mons nette pour les sortes des lstes. L absence d enfant et le fat d être un homme rédut la durée du chômage. Le fat d être handcapé augmente la durée du chômage. La stuaton matrmonale joue fablement, en favorsant légèrement les personnes marées relatvement aux célbatares ou aux veufs. Les méters qu mènent à la durée de chômage la plus courte sont ceux de l hôtellererestauraton, de l agrculture-pêche, du BTP, du paramédcal et de l artsanat. Inversement, la durée est la plus longue dans les méters des arts et spectacles, de la formaton et pour les cadres admnstratfs de la communcaton et de l nformaton ans que pour les cadres commercaux. La durée de chômage est par alleurs sensble au motf d entrée en chômage. Les stuatons les plus défavorables sont les lcencements et la fn d ntérm, alors que les prmo-entrants, fns de contrats, démsson et reprse après une absence de plus de 6 mos ont davantage de chances de retrouver un emplo. La qualfcaton des travalleurs génère des 5

écarts fables mas néanmons sgnfcatfs. La durée de chômage est plus longue pour les employés non qualfés et les manœuvres, et plus courte pour les ouvrers hautement qualfés, les techncens et les agents de maîtrse. Les cadres se stuent à un nveau comparable à celu des employés qualfés et les ouvrers qualfés. Ces effets dépendent de la défnton retenue. Enfn, la percepton du RMI, la recherche d un emplo à temps partel et le fat d être de natonalté étrangère à l Unon européenne, augmentent la durée du chômage. On remarque également que le fat de retenr une défnton de type «sorte des lstes» rédut de manère mportante l effet des dplômes sur le retour à l emplo. Il faut utlser une défnton basée sur les reprses d emplo déclarées pour retrouver un effet postf et fort des dplômes sur le retour à l emplo. Tableau 1. Les détermnants ndvduels de la sorte du chômage Reprses d emplo Sortes des Lstes déclarées Coeffcent Student Coeffcent Student α (vor annexe 1) 0,917 2252,53 0,843 1148,88 Age (années) -0,018 236,17-0,036 234,27 Contrat CDI réf réf CDD -0,382 125,96-0,491 87,52 Sasonner -0,104 37,21-0,168 31,29 Dplôme Nveau VI réf réf Nveaux I et II -0,001 0,40 0,364 59,17 Nveau III 0,032 11,30 0,361 66,17 Nveau IV -0,030 13,02 0,186 40,06 Nveau V -0,051 30,29 0,074 19,93 Sans enfant réf réf Un enfant -0,077 41,31 0,017 4,50 Deux enfants -0,079 37,41 0,224 56,22 Tros enfants et plus -0,055 22,75 0,235 47,71 Homme réf réf Femme -0,062 40,20-0,223 77,02 Non handcapé réf réf Handcapé -0,274 98,01-0,621 94,96 Célbatare, veuf réf réf Dvorcé, séparé 0,031 12,44-0,009 1,83 Maré, ve martale -0,003 1,51-0,011 3,21 ROME : Serv personnes et collectvté réf réf Serv admnstratfs et commercaux 0,024 10,00 0,039 8,01 Hôtellere restauraton 0,313 105,82 0,499 84,00 Dstrbuton et vente 0,124 52,34 0,151 30,27 Arts et spectacle -0,523 102,18-1,013 86,48 Formaton ntale et contnue -0,073 13,71-0,072 7,56 Interv socale devt local emplo 0,042 11,06 0,022 2,93 Pro santé paramédcal 0,205 37,32 0,315 31,95 Pro santé médcal 0,025 2,16 0,144 7,26 Cadres adm communc. nformaton -0,060 15,70-0,090 12,47 Cadres commercaux -0,028 6,21-0,004 0,50 Agrculture et pêche 0,102 24,17 0,229 27,35 6

BTP et extracton 0,190 55,82 0,323 45,34 Transport et logstque 0,010 3,66 0,096 16,82 Mécanque électrcté électronque 0,049 14,74 0,094 14,20 Industres de process -0,088 20,16-0,010 1,20 Autres ndustres 0,005 0,97 0,113 9,89 Personnel artsanal 0,206 45,12 0,309 34,14 Maîtrse ndustrelle 0,117 8,61-1,873 153,72 Techncens ndustrels 0,037 8,31 0,002 0,20 Cadres technques ndustre 0,069 12,28 0,080 8,25 Maîtrse techn cadres techn hors ndus 0,146 27,45 0,195 20,66 Lcencement économque réf réf Autre lcencement 0,053 18,65-0,042 8,27 Démsson 0,507 153,49 0,389 63,94 Fn de contrat 0,292 110,40 0,421 89,42 Fn d'ntérm 0,275 86,04 0,236 39,60 Premère entrée 0,568 166,56 0,363 53,66 Reprse d'emplo de plus de 6 mos 0,489 115,46 0,309 35,25 Autres cas 0,367 137,21 0,153 30,34 Manœuvre et OS réf réf Ouvrer qualfé 0,027 11,12 0,185 36,97 Employé non qualfé -0,008 3,34-0,051 9,25 Employé qualfé -0,025 10,17 0,144 27,55 Techncen, agent de maîtrse -0,003 0,96 0,204 30,85 Cadre -0,030 6,99 0,155 18,80 Non RMIste réf réf Rmste -0,212 105,27-0,587 114,12 Temps complet réf réf Temps partel -0,226 120,70-0,555 132,22 Natonalté françase réf réf UE 15 0,066 14,39 0,094 10,35 Reste du monde -0,002 0,79-0,197 35,26 Lecture : Résultats des estmatons d un modèle de Webull par le maxmum de vrasemblance. Les coeffcents s applquent au taux de sorte du chômage (.e. à la foncton de hasard) par rapport à la modalté de référence ndquée dans le tableau. Les données synthétsent les 22 estmatons régonales selon la méthode des mondres carrés asymptotques (MCA) : chaque paramètre régonal a été pondéré par l nverse de sa varance afn d obtenr la combnason lnéare de varance mnmale. Source : Estmatons Solstce, CEE, à partr du fcher hstorque statstque de l ANPE. Une fos évaluées les durées nettes du chômage, en neutralsant les effets des détermnants ndvduels, l devent possble de calculer un trosème ndcateur pour fare ressortr l mportance des effets purement locaux. Il sufft en effet de fare la dfférence entre, d une part, la durée brute, qu content à la fos l effet du terrtore et les effets socoéconomques et, d autre part, la durée nette, qu ne content que l effet de terrtore. Cette dfférence des durées mesure donc drectement l effet des varables soco-économques sur le retour à l emplo au sen de l unté locale étudée. Une dfférence postve, une durée brute supéreure à la durée nette, ndque une man d œuvre localement défavorable au retour à l emplo. A l nverse, une dfférence négatve ndque une man d œuvre dont la composton soco-économque favorse, localement, le retour à l emplo. 7

LES DISPARITES DE SORTIE DU CHÔMAGE EN ILE-DE-FRANCE Au total, pour chacune des deux défntons des sortes du chômage nous évaluons ces tros ndcateurs (durée brute, durée nette qu exprme l effet du terrtore, et écart entre les deux durées, qu exprme l effet de composton). D une localté à l autre, les dfférences dans les chances de sortr du chômage sont très marquées en Ile-de-France. S dans les 10% des localtés les plus favorables, la durée de chômage n excède pas 9,8 mos, elle dépasse 13,7 mos dans les 10% les mons favorables. La carte des durées de chômage témogne ans de fortes dfférences des condtons du retour à l emplo des chômeurs. Que l on observe les sortes des lstes ou les reprses d emplo déclarées, l n est pas rare de constater que deux localtés contgües ont des durées de chômage qu les stuent dans des décles opposés de la dstrbuton des durées de chômage (carte 1). Les effets de terrtore Néanmons, on relève auss des zones cohérentes qu forment des terrtores unformément favorables ou unformément défavorables au retour à l emplo. La carte des durées brutes fat apparaître pluseurs ares géographques caractérsées par une sorte rapde du chômage, pour d autres par un lent retour à l emplo. On peut tenter de recenser chacun de ces terrtores en moblsant les deux défntons des sortes du chômage de façon à repérer les massfs dont l exstence résste au chox de l une ou l autre défnton. On commence par les zones favorables au retour à l emplo (colorées en grs clar). Au sud de la régon, on recense une large zone favorable au retour à l emplo dans le département de l Essonne. Ce massf couvre la quas-totalté du nord du département et déborde légèrement sur les deux départements lmtrophes à l est et à l ouest. Il s étend de Chlly-Mazarn et Massy au nord jusqu à Etrchy, Morgny-Champgny au sud-ouest et aux communes de Lmours et Nandy respectvement à l ouest et à l est. Une autre zone de mondre superfce, à l extrême sud des Yvelnes, regroupe des localtés avec de fables durées de chômage telles qu Abls, Orsonvlle, Allanvlle A l ouest de Pars, toujours dans les Yvelnes, un massf favorable au retour à l emplo englobe les communes de Trappes, Guyancourt et Versalles. A l est de Pars, en Sene-et-Marne, un massf regroupe les communes de Combs-lavlle, Savgny-le-temple ou encore Coubert. Il s nscrt dans la contnuté géographque du massf très favorable déjà recensé au sen du département de l Essonne. Un derner massf relatvement favorable aux sortes du chômage se trouve au centre du Val d Ose, autour de la commune de Cergy-Pontose. 8

Carte 1. Durées brutes de chômage 1-A. Sortes des lstes 1-B. Reprses d emplo déclarées Lecture : Les communes en grs clar sont celles où en moyenne l on sort du chômage le plus vte. Les communes en grs foncé sont celles où l on sort le mons vte du chômage. Les taux de sorte du chômage ont été évalués dans chaque localté à l ade d estmatons économétrques de modèles de Webull à effets fxes locaux et ont ensute été exprmés en espérance de durée de chômage. La carte représente la dstrbuton régonale de ces espérances de durée, en mos. La carte 1-A correspond à la défnton la plus large des sortes du chômage, qu est celle des sortes des lstes de l ANPE. La carte 1-B correspond à des sortes où un motf de retour à l emplo a été déclaré par le demandeur. Source : Estmatons Solstce, CEE, à partr du fcher hstorque statstque de l ANPE. 9

La régon Ile-de-France comporte auss des zones caractérsées par de longues durées de chômage, qu fgurent en grs foncé sur la carte des durées. Au sud-est de la Sene et Marne, un massf sut la vallée de l Yonne autour de Montereau. A l est du département, entre les cantons de la Ferté-Gaucher et Vllers Sant-Georges, un second massf défavorable peut être localsé où les durées de chômage dépassent 13 mos. On recense un autre massf défavorable débordant sur deux départements. Celu-c regroupe à la fos des communes des Yvelnes et d autres du département du Vald Ose. Il est lmté, au Sud, par les communes de Gutrancourt, Mezy-sur-Sene (Yvelnes) et, au Nord, par les communes de Sant-Gervas ou Nucourt (Val-d Ose). Enfn, la vlle de Pars se présente comme une zone unformément défavorable à la sorte du chômage, avec des durées qu varent entre 12 et 15 mos selon les arrondssements. Globalement, la poston de tous ces massfs produt d mportants contrastes entre les dfférents départements qu composent l Ile-de-France. La logque générale de l organsaton des cartes de sorte du chômage en l Ile-de France est de nature crculare. Au centre et dans la grande pérphére, les sortes du chômage sont plus rares que dans une zone ntermédare de moyenne pérphére à l échelle régonale. Ans, Pars et la pette couronne se démarquent par la présence de nombreux massfs défavorables à la sorte du chômage et au retour à l emplo. Pus, on observe une sorte de centure au-delà de la pette couronne où les durées moyennes de sortes du chômage sont relatvement favorables. C est très net dans le département de l Essonne qu comprend une large zone favorable au retour à l emplo où les durées moyennes de chômage sont souvent nféreures à 10 mos, ce qu le dstngue partculèrement des autres départements. Enfn, les localtés les plus élognées du centre se caractérsent généralement par des durées du chômage élevées. L usage de l une ou l autre des deux défntons, la verson extensve «sorte des lstes» ou la verson restrctve «reprse d emplo déclarée» condusent à des résultats souvent équvalents, même s quelques exceptons sont notables. On peut ans recenser des zones défavorables aux sortes des lstes du chômage qu sont pourtant favorables aux reprses d emplo déclarées. Une nterprétaton est que dans ces communes les flux au sen de l actvté, entre emplo et chômage, sont relatvement plus soutenus que les flux entre actvté et nactvté. C est notamment le cas pour un massf stué à l extrême sud-ouest de la Sene et Marne. Celu-c regroupe un ensemble de communes telles que Barbzon, Larchant, Burcy, Rumont Une commune unque se démarque de ce massf avec une durée nféreure à 11 mos (La Chapelle-la-Rene). Inversement, des zones apparassent favorables aux sortes du chômage mas défavorables aux reprses d emplo déclarées. C est le cas de toute la Sene- Sant-Dens. L nterprétaton nverse peut être donnée : dans ce département, les flux de l actvté à l nactvté sont relatvement plus soutenus que ceux au sen de l actvté, entre emplo et chômage. Les effets de la composton soco-démographque Les cartes de durées nettes ndquent ce qu auraent été les performances des localtés s les chômeurs avaent eu les caractérstques soco-démographques moyennes de leur régon (sexe, âge, natonalté, stuaton matrmonale, nombre d'enfants, plus haut dplôme obtenu, handcap, type de contrat recherché, méter (code ROME), motf d entrée en chômage, stuaton relatvement au RMI). Elles mettent ans en évdence le rôle des caractérstques des 10

chômeurs dans les dspartés locales. Lorsque l on rasonne comme s tous les chômeurs avaent les mêmes caractérstques, on ne dmnue que fablement la dsperson locale. Les 10 % de localtés les mons favorsées ont une durée de chômage de 12,6 mos et les 10 % les plus favorsées ont une durée de 9,2 mos. L écart relatf est de 37 %, ce qu reste assez élevé (on état avec les durées brutes à 40%). Le constat est le même avec une autre mesure statstque de la dsperson des localtés. Cela sgnfe que, globalement, les écarts entre localtés ne s explquent pas par des dfférences de composton soco-économque (carte 2). L observaton des cartes condut à un autre constat, valable pour les deux défntons des sortes du chômage). Beaucoup de communes n appartenant pas aux décles extrêmes voent leur poston se modfer du fat du passage des durées brutes aux durées nettes : les populatons de ces localtés possèdent donc des caractérstques dfférentes de celles que l on rencontre en moyenne dans la régon (Carte 2-A). S les caractérstques ndvduelles des chômeurs n explquent pas globalement les écarts entre localtés, elles peuvent jouer un rôle sensble localement en modfant les postons relatves de nombreuses localtés. Par alleurs, on constate que les effets de massfs observés avec les cartes de durées brutes se mantennent avec celles de durées nettes. Sauf excepton, les espaces les plus favorables ou les plus défavorables au retour à l emplo ne le dovent donc pas à la structure des populatons qu les composent. Ce constat confrme l exstence d un effet de terrtore ndépendant des caractérstques ndvduelles des chômeurs sur ces terrtores. La lecture de la carte 2-B permet de vérfer et de mesurer l mpact de la composton de la man-d œuvre locale sur le retour à l emplo. Cette carte représente la dfférence entre durées brutes et durées nettes à un nveau communal, selon la conventon «reprse d emplo déclarée». La dfférence entre les deux est un ndcateur de l effet de la composton socoéconomque. S elle est négatve pour une commune donnée, alors celle-c bénéfce d une man d œuvre dont la composton favorse la sorte du chômage (elle apparat alors en grs clar). Inversement, un ndcateur postf tend à montrer que la composton est défavorable à la sorte du chômage (la localté est colorée en grs foncé). Dans l ensemble, quelle que sot la défnton du chômage retenue, l apparat que les ares géographques où la man d œuvre est localement favorable (ou défavorable) au retour à l emplo demeurent les mêmes. Pourtant, on recense certans massfs qu ont tendance à changer de poston selon la défnton prvlégée. Ce phénomène est partculèrement flagrant pour la Sene-Sant-Dens. Ce département a une composton locale favorable à la sorte du chômage concernant les sortes de lstes. Lorsque l on contrôle cet effet, en rasonnant en durée nette, ce département ne présente plus une durée du chômage fable avant la sorte des lstes. Le constat de chances élevées de sortr des lstes du chômage en Sene- Sant-Dens est donc entèrement lé à un effet de composton. Cet effet ne joue que pour les sortes des lstes. Pour les reprses d emplo déclarées, l effet est nversé : cette fos-c la composton des demandeurs d emplo de Sene-Sant-Dens désavantage le département. 11

Carte 2. Les effets soco-démographques : 2-A. Durées nettes du chômage Reprses d emplo 2-B. Durées brutes mons Durées nettes Reprses d emplo. Lecture : pour les codes couleurs, cf. légende de la carte 1. Les «durées nettes» sont étables en calculant les taux de sorte du chômage que la localté aurat s ses demandeurs d emplo avaent la même structure que celle de la régon (en neutralsant les dfférences des caractérstques ndvduelles). La carte 3-A correspond à la défnton la plus restrctve des sortes du chômage, qu est celle des reprses d emplos déclarées. La carte 3-B correspond à la dfférence : durée brute durée nette. Elle permet de vérfer s la composton de la man-d œuvre est localement favorable ou défavorable au retour à l emplo. Une dfférence postve sgnfe qu elle est défavorable. Les localtés les plus favorables fgurent en grs clar. Source : Estmatons Solstce, CEE, à partr du fcher hstorque statstque de l ANPE. 12

On constate auss des effets de composton pour l Essonne et les Yvelnes qu présentaent tous deux une zone dont la composton soco-démographque état défavorable pour les sortes de lste, et qu ne présente plus d effet de ce type pour les reprses d emplo déclarées. Ces cas montrent ans que certanes populatons, de par leurs caractérstques, sortent plus faclement des lstes qu elles ne retrouvent un emplo. Une relatve opposton s opère au sen de la régon Ile-de-France et semble résster aux changements de défntons opérés. Au nord-ouest de Pars, dans les départements du Val-d Ose et dans une parte des Yvelnes, la composton de la man-d œuvre semble relatvement favorable. En revanche, le sud et l est de l Ile-de-France présente une populaton locale dont les caractérstques sont un fren au retour à l emplo. Les compostons défavorables sont donc surtout localsées en Sene Sant-Dens et en Sene et Marne. EXPLIQUER LES DISPARITES TERRITORIALES Pour nterpréter l allure générale des dspartés spatales du retour à l emplo en Ile-de- France l faut combner deux éléments. Le premer est une opposton dans la composton des demandeurs d emplo entre l est et le nord, d un coté, l ouest et le sud de l autre. Le deuxème est une logque crculare où le centre et la grande pérphére présentent des taux de retour à l emplo plutôt fables alors que dans la pérphére ntermédare les taux de sorte sont élevés. La durée locale du chômage dessne ans une courbe en U en foncton de la dstance au centre (graphque 1). Il semble pertnent de se demander, à la lecture de ce graphque, ce qu justfe cette étonnante géographe franclenne en matère de sorte du chômage. La théore économque avance l dée selon laquelle la localsaton des ndvdus et l organsaton spatale des vlles peuvent être sources d une concentraton spatale du chômage. L nadéquaton locale entre l offre et la demande de traval, l effet de l envronnement socal, la dscrmnaton terrtorale sont autant de détermnants susceptbles d nfluer sur le retour à l emplo des chômeurs. Les travaux en économe spatale retennent souvent deux séres de facteurs : le rôle défavorable de la déconnexon physque entre leu de résdence et leux d emplos (l hypothèse de spatal msmatch); les effets négatfs de la ségrégaton résdentelle entre groupes soco-économques (socal msmatch). Les problèmes de l accessblté aux opportuntés d emplos (l hypothèse de Spatal Msmatch). Le mauvas apparement spatal entre le leu de résdence et le leu de traval est potentellement une source d entrave à la moblté par l augmentaton des coûts de déplacements et des coûts temporels qu l peut engendrer. Or, ces coûts de «moblté» ne sont pas sans ncdence sur le processus de recherche d emplo. En premer leu, des coûts de déplacements trop élevés pour les chômeurs les plus élognés sont susceptbles de décourager l acceptaton d une offre d emplo. Concrètement, le chômeur compare le salare proposé net des coûts de transports à son salare de réserve. Des coûts trop mportants tendent à rendre ce derner supéreur au salare net proposé. Dans de telles condtons le chômeur n a aucune nctaton fnancère à la reprse d emplo (Coulson, Lang et Wang, 2001 ; Brueckner et Zenou, 2003). En outre, des coûts de déplacements élevés ndusent des coûts de prospecton également élevés. Dès lors, les chômeurs peuvent être découragés de chercher plus lon que leur zone de résdence et vont restrendre leur horzon spatal au vosnage et ce, même s la qualté des emplos proposée y est mondre (Wasmer et Zenou, 2002). La dstance aux centres d emplos est auss susceptble de rendre la prospecton d emplo mons effcente. A nveau de recherche donné, les chômeurs qu vvent à dstance élevée des opportuntés d emplos ont une probablté de retrouver un emplo plus fable. En d autres termes, les chômeurs vvant 13

lon des opportuntés d emplos ont accès à mons d nformatons que ne l ont ceux qu vvent à proxmté. Cette perte d effcence s explque par une nformaton dsponble sur les emplos vacants décrossante avec la dstance aux emplos (Rogers, 1997 ; Immergluck, 1998). Dans les fats, on constate effectvement que les entreprses prvlégent souvent, notamment pour les postes peu qualfés, un mode de publcaton d annonces plutôt local (affchage en vtrne, publcaton dans un journal ). Durée brute de chômage Graphque 1. Dstance au centre de Pars et durée du chômage. Dstance au centre de Pars (Km) Lecture : chaque pont représente une commune, sot 914 localtés pour lesquelles les durées de chômage ont pu être estmées. Les durées de chômage sont exprmées en mos et correspondent aux durées brutes sous la conventon «Reprse d emplo déclarée». Le centre est posé c comme le premer arrondssement de Pars. Les dstances exposées en abscsses correspondent aux dstances eucldennes par rapport au centre. La courbe représente l estmaton non paramétrque de la durée moyenne de chômage, obtenue avec un noyau d Epanechnkov et une fenêtre varable détermnée par valdaton crosée («adaptatve kernel estmator»). Source : Estmatons Solstce, CEE, à partr du fcher hstorque statstque de l ANPE. Ségrégaton résdentelle et dscrmnaton terrtorale Une autre sére d arguments, lant l organsaton spatale des vlles et les problèmes de chômage, nsste sur les effets de la ségrégaton résdentelle. Pour Benabou (1993), les zones ségréguées qu agglomèrent des populatons en dffcultés frenent l accumulaton en captal human (va des «effets de pars») et frenent n fne la moblté socale. Par alleurs, en référence à la théore «épdémque» des ghettos de Crane (1991), l apparat que les problèmes socaux détérorant l employablté des ndvdus se transmettent par des 14

nteractons de vosnage. D autres auteurs, dans la contnuté des travaux de Granovetter, soulgnent le fat que la ségrégaton résdentelle peut détérorer la qualté des réseaux socaux ntervenant dans l obtenton d un emplo (O Regan, 1993). En pratque, on constate que les personnes les mons qualfées ont abondamment recours aux réseaux lors du processus de recherche d emplo. Pourtant la plupart de celles-c résdent dans les zones solées et défavorsées où le réseau socal est de fable qualté. Le taux de chômage y étant auss souvent plus élevé qu alleurs, l devent alors dffcle de connatre des actfs occupés susceptbles de procurer une ade (Selod et Zenou, 2001). De plus, cette ségrégaton soco-spatale peut être à l orgne d une stgmatsaton de certans quarters. Dès lors qu ls sont étquetés comme «mauvas» des pratques de dscrmnaton peuvent survenr de la part des employeurs. Boccard et Zenou (2000) utlsent la noton de redlnng pour désgner cette pratque qu vse à dscrmner sur la base d un zonage spatal. Ce processus est à l orgne d un phénomène de dscrmnaton terrtorale. La ségrégaton résdentelle serat, n fne, à l orgne d un mécansme d hystéréss spatale. La concentraton et l solaton socale des populatons fragles dans certans quarters rédut leur capacté future à obtenr un emplo, quel que sot leur accès physque aux opportuntés d emplos. Lorsque l on s ntéresse aux conséquences de l organsaton urbane sur le retour à l emplo, l une des dffcultés majeures est de réussr à soler ce qu provent d un pur phénomène de ségrégaton soco-spatale et ce qu provent d un mauvas apparement spatal entre la localsaton des emplos et celle des actfs. Les deux phénomènes dovent être clarement dstngués. Les effets de la concentraton spatale de populaton plus fragles sur le chômage ne sont pas lés à des problèmes d accès à l emplo. Cette dstncton est d autant plus mportante et nécessare qu elle renvoe à des recommandatons de poltques dfférentes. Alors que dans un cas l semble nécessare de favorser la mxté socale, dans l autre des poltques d aménagements du terrtore semblent davantage approprées. Ces deux types d explcatons se révèlent parfos concurrents, parfos complémentares. Il mporte donc de contrôler les effets de la ségrégaton résdentelle afn d estmer l mportance du mauvas apparement spatal sur les chances de retour à l emplo, et nversement. TESTER LES EFFETS DE L ORGANISATION URBAINE SUR LE RETOUR À L EMPLOI L Ile-de-France se caractérse par de profondes dspartés en matère de sorte du chômage. Comment explquer de tels contrastes en matère de retour à l emplo sur des zones plus restrentes qu un bassn de ve ou une zone d emplo? Pour répondre à cette queston, on s appue sur un modèle qu ntègre des varables concernant l accès physque aux emplos et d autres captant les effets de ségrégaton résdentelle ou de dscrmnaton terrtorale. Les données L objet est d explquer les écarts de durées de chômage constatées au nveau des communes de la régon parsenne. Les estmatons, réalsées à partr du Fcher Hstorque Statstque de l ANPE, permettent d obtenr des taux de sorte du chômage à un nveau communal. On dspose de taux nets qu sont ceux que la commune aurat s ses demandeurs d emplos avaent les caractérstques moyennes de la régon. Ils représentent donc les taux de sortes pour chaque communes, toutes choses égales par alleurs, en contrôlant des caractérstques ndvduelles propres à chaque demandeur d emplos. L ntérêt de rasonner sur ces taux résde dans le fat que les écarts de taux de sorte du chômage ne sont, dans ce 15

cas, pas dus à une composton de la man d œuvre locale qu serat fort dfférente d une commune à l autre. S les caractérstques des demandeurs d emplos n explquent plus ces écarts de taux de chômage, l est pertnent de s ntéresser à l effet du contexte local. Pour cela, on moblse également les données du recensement effectué par l INSEE datant de 1999 qu rensegnent sur la composton démographque, sur les qualfcatons de la populaton actve, sur le type de ménages, sur les emplos dans les communes ou encore sur les mobltés domcle-traval. Cet ensemble de données est moblsé pour la constructon d ndcateurs de composton et de ségrégaton ou encore d accès à l emplo. Enfn, des matrces de temps de déplacements entre communes, fournes par la Drecton Régonale de l Equpement Ile-de-France (DREIF), rensegnent sur les temps de déplacement entre chacune des communes d Ile-de-France selon deux moyens de locomoton : le véhcule prvé et les transports en commun. Elles sont dsponbles pour les heures de ponte du matn et du sor et permettent d dentfer l enclavement d une commune donnée. Mesure de la ségrégaton Pour mesurer la ségrégaton dans une commune donnée nous avons recours aux méthodes de l analyse de données. Nous cherchons à dentfer les communes socalement et économquement homogènes au sen de la régon parsenne. La méthode est smlare à celle employée par Dujardn et al. (2007). Nous réalsons une Analyse en Composante Prncpales normée (ACP) pus une classfcaton ascendante hérarchque (CAH). Cette méthode nous permet de regrouper les dfférentes communes selon un procédé algorthmque (crtère de Wald). Les varables moblsées rensegnent sur la structure démographque (part des étrangers, part des famlles monoparentales, taux de chômage), sur la composton en termes de qualfcatons (part des personnes peu dplômées, part des personnes avec Bac+2 ou plus) et sur la composton en termes de catégores soco-professonnelles (part des ouvrers, part des cadres). Elles sont auss des ndcatons sur la qualté des réseaux socaux ou sur le sens des éventuels «effets de pars» (l sera d autant plus bénéfque de vvre dans un quarter favorsé que celu affche déjà un nveau de captal human élevé) Cette méthode nous permet d dentfer quatre types de communes : les communes très défavorsées ; moyennes-défavorsées ; moyennes-favorsées et très favorsées (annexe 2). Les premères se caractérsent par une populaton étrangère mportante, par la présence de nombreuses famlles monoparentales ou encore par un taux de chômage très supéreur à celu qu prévaut pour l ensemble de la régon. En outre, ces communes affchent, dans l ensemble, une populaton mons qualfée et mons dplômée. Le noyau prncpal est stué en proche banleue nord. Il occupe la majorté de la Sene-Sant-Dens, l déborde au nord sur le Vald Ose (Garges, Sarcelles, Vllers-le-Bel) et à l ouest, sur les Hauts-de-Sene (carte 3). Les communes moyennes-défavorsées affchent une composton très proche de celle de la régon moyenne. Toutefos, la caractérstque majeure de ces communes est : une populaton mons dplômée, une forte présence d actfs ouvrers, peu de cadres et une populaton relatvement mons asée en termes de revenus. Elles couvrent à elles seules la majeure parte de la Seneet-Marne ans que des marges occdentales des Yvelnes ou du Val d Ose. En revanche, les communes de ce type sont rares en pette couronne. Elles correspondent donc presque exclusvement à des espaces pérurbans et pavllonnares. Les communes moyennesfavorsées affchent auss des caractérstques proches de la moyenne mas elles se dstnguent par une populaton plus qualfée avec une structure démographque plus favorable. Celles-c sont répartes sur l ensemble du terrtore, notamment sur la frange ouest. Enfn, les communes très favorsées affchent un revenu fscal très supéreur à la moyenne, qu s accompagne de surcrot d une populaton majortarement qualfée. La part mportante de 16

famlles étrangères s explque notamment par la présence de nombreux arrondssements parsens et de communes de la Pette Couronne. Ces communes sont surtout localsées dans l Ouest parsen, dans la proche pérphére et sur une large part du département des Yvelnes. Mesure de l accessblté aux emplos Pour décrre l accessblté aux emplos des dverses communes de la régon, dfférents ndcateurs ont été moblsés. Le premer est le suvant : emplos j j Dens20 = où j correspond à l ensemble des communes populaton _ actve j j comprses dans un rayon de 20 klomètres pour une commune donnée 3. On répète ce procédé pour chacune des communes de la régon. Une deuxème sére d ndcateurs mesure la part de l ensemble des emplos de la régon accessble en un temps donné. Sa constructon est telle que : emplos jtj j Pemp45 m = avec j qu représente l ensemble des communes emplos accessbles dans un temps de déplacement de 45 mnutes à partr d une commune donnée. Ce seul de 45 mnutes est justfé par dfférentes études menées par la DREIF qu tendent à montrer que le temps de déplacement moyen pour une personne qu se rend sur son leu de traval est de l ordre de 36 mnutes en 2001-2002 4. Le total des emplos ans calculé est ensute rapporté au total des emplos de la régon. L ndcateur a été construt pour toutes les communes et pour deux types de moyen de déplacement m : la voture et les transports en commun. Le modèle Nous nous appuyons donc sur les théores développées dans le cadre de l économe urbane afn d explquer pourquo le retour à l emplo dffère d une commune à l autre dans l espace franclen. Cependant, le recours à la méthode des Mondres Carrées Ordnares pose problème pour une rason partculère : la nécessare prse en compte de l autocorrélaton spatale. En effet, l'estmaton par MCO d'une relaton présentant des effets spataux, devent napproprée, dans le cas où les observatons ne sont pas ndépendantes. Une des caractérstques des modèles qu utlsent des données géo-localsées étant que les résdus de la régresson peuvent être spatalement corrélés. Ces résdus seront plus fortement corrélés pour des communes proches que pour des communes dstantes. Ce phénomène est a pror très vrasemblable dans notre cas pusque les sectons précédentes ont ms en avant des phénomènes de massfs où les localtés présentaent des durées de chômage très proches les unes des autres. Un test effectué sur une premère verson de notre modèle tend à confrmer ce problème d autocorrélaton. Pour le corrger, nous mettons en place le modèle spatalement décalé suvant : Y = α + ρwy + β Segreg + γ Accès + ε I 3 La référence pour cet ndcateur est une dstance eucldenne, qu correspond à la dstance à vol d oseau. On rasonne à partr des coordonnées des centroïdes des communes. 4 Enquête globale de transport 2001-2002 : «la moblté des franclens en quelques chffres». 17

où W est une matrce de pods spataux NxN dont l élément caractérstque, ω j, résume les nteractons entre les communes et j. Cependant, la matrce des pods spataux dffère selon la défnton de l nteracton qu est retenue. Nous posons que deux communes nteragssent dès lors qu elles se stuent à une dstance nféreure à 6 klomètres. La proxmté entre deux localtés est défnt par la dstance eucldenne entre les centrodes de celles-c. Ans, ω = 1 s les communes et j se stuent à une dstance nféreure ou égale à 6 klomètres, et ω j = 0 snon. Ensute, la varable spatalement décalée représente smplement la moyenne des taux de sortes du chômage dans les communes défnes comme vosne par ce procédé. Le paramètre ρ représente le coeffcent autorégressf. Un sgne postf ndque la présence d effets de débordements entre communes vosnes, non prs en compte par les varables utlsés dans notre modèle. Les paramètres : α, ρ, β et γ sont estmés par la méthode du maxmum de vrasemblance. Y est le taux de sorte du chômage pour une commune donnée. Il est comprs dans l ntervalle [0 ; 1]. Segreg regroupe des ndcatrces ssues de la CAH. La commune affche la valeur 1 s elle appartent à telle classe, 0 snon. On regarde ans l effet dfférencé de vvre dans tel type de commune plutôt qu un autre. Accès est un vecteur de varables mesurant l accessblté aux emplos pour chacune des communes de la régon Ile-de-France. Outre l ndcateur smple du taux de motorsaton des ménages, nous retenons la part des emplos accessbles à 45 mnutes (en véhcule ou en transports publcs) et la densté d emplos dans un rayon de 20 klomètres. Les résultats On teste successvement dfférents groupes de varables (modèle 1 à 3) pour explquer les écarts de taux nets de sorte du chômage (tableau 2). Rasonner à partr des taux nets permet d explquer les écarts de stuaton en termes de sorte du chômage à composton de demandeurs d emplos dentque. Les deux premers modèles présentent des régressons pour chacune des deux séres de varables explcatves ntrodutes séparément. Le premer modèle consdère exclusvement les problèmes de ségrégaton. La référence mposée correspond aux communes les plus défavorsées selon la typologe que nous avons réalsée. Nous constatons sans surprses que ces communes sont les plus défavorables en termes de retour à l emplo. En outre, on assste à une améloraton des chances de sorte du chômage à mesure que l on habte dans un type de commune de plus en plus favorsé. Cette premère sére d ndcateurs permet de contrôler de la structure économque et socale des communes franclennes. Ce fasant, l est ntéressant d ntrodure un ndcateur rensegnant sur la présence ou non de Zones Urbanes Sensbles (ZUS) dans la commune. j 18

Tableau 2. Taux nets de sorte du chômage / «Reprse d emplo déclarée» 1 2 3 Nombre d observatons 914 914 914 Varables explcatves Constante 0,0653*** 0.0133 0,0160 Ségrégaton Communes très défavorsées Réf Réf Communes moyennes-défavorsées 0,0210*** 0,0216*** Communes moyennes-favorsées 0,0256*** 0,0246*** Communes très favorsées 0,0274*** 0,0220*** Accès à l'emplo Taux de motorsaton 0,0936*** 0,0495** Densté d emplos à 20km -0,0099* -0,0098* Part des emplos accessbles à 45mn en transports 0,0245*** 0,0234** Part des emplos accessbles à 45mn en véhcule 0,0334** 0,0285** Dscrmnaton terrtorale Présence d une ZUS -0,0161*** -0,0260*** -0,0162*** Zones d'emplos Pars Réf Réf Réf Nanterre 0,0196** 0,0087 0,0215* Boulogne-Bllancourt 0,0225** 0,0094 0,0202* Vtry-sur-Sene -0,0003-0,0196-0,0007 Crétel 0,0326*** 0,0291** 0,0432*** Montreul 0,0365*** 0,0230** 0,0426*** Sant-Dens 0,0196** 0,0094 0,0266** Cergy 0,0229** 0,0214* 0,0370*** Possy 0,0331*** 0,0292** 0,0427*** Mureaux 0,0155* 0,0138 0,0283** Mantes-la-Jole 0,0082 0,0073 0,0239* Versalles 0,0220*** 0,0172 0,0329*** Orsay 0,0501*** 0,0442*** 0,0599*** Orly 0,0278*** 0,0216* 0,0338*** Dourdan 0,0427*** 0,0447*** 0,0583*** Étampes 0,0144 0,0159 0,0321** Évry 0,0382*** 0,0384*** 0,0536*** Melun 0,0347*** 0,0333*** 0,0493*** Fontanebleau 0,0266*** 0,0280** 0,0431*** Nemours 0,0120 0,0132 0,0282** Montereau-Fault-Yonne 0,0088 0,0090 0,0251* Provns 0,0222** 0,0242* 0,0389*** Coulommers 0,0215** 0,0228* 0,0395*** Lagny-sur-Marne 0,0376*** 0,0387*** 0,0522*** Meaux 0,0316*** 0,0321*** 0,0478*** Rossy-en-France 0,0196** 0,0117 0,0285*** (Rho) Paramètre d autocorrélaton spatale 0,7273*** 0,7330*** 0,7328*** Log lkelhood 1851,9 1848,6 1661,1 AIC -3639,8-3631,2-3650,2 Source : estmatons Solstce, recensement de la populaton (1999) et Matrce des temps de déplacements ntercommunaux en 2003 (DREIF). *** sgnfcatf au seul de 1% ; ** sgnfcatf au seul de 5% ; * sgnfcatf au seul de 10%. 19