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Chapitre I.

Intensité, origine et destination des migrations entre recensements ; présentation d’une nouvelle méthode de mesure à partir de données sur le lieu de naissance

p. 13-26


Texte intégral

I – Introduction

1Jusqu’à une date récente les recensements fournissaient peu de données sur les migrations. En France, on s’est borné jusqu’en 1954 à rapprocher deux renseignements du bulletin individuel : lieu de naissance, lieu de résidence. Le seul renseignement publié de façon suivie était une séparation de la population en deux groupes selon que les recensés résident ou non dans leur département de naissance (sexes séparés).

2A certains recensements, les renseignements sont plus détaillés : répartition par âge des deux groupes précédents, double classement des recensés par département de naissance et de résidence1.

3On peut ainsi étudier la direction des mouvements migratoires pendant la période assez longue et mal définie, qui sépare la naissance des recensés de la date du recensement ; l’intensité et la direction des mouvements entre recensements ne s’en déduisent pas directement.

4Ces statistiques sur le lieu de naissance, apparaissent assez pauvres par rapport à d’autres pays ; l’évolution qu’on y observe est cependant la même : tant que l’étude des mouvements migratoires a été considérée comme secondaire par rapport à d’autres tâches plus urgentes, on s’est contenté très longtemps de publier des statistiques, parfois très détaillées, sur le lieu de naissance. Depuis la seconde guerre mondiale, on pose souvent une question spéciale sur les migrations ; c’est notamment le cas en France depuis le recensement de 1962.

5D’où l’idée, assez profondément ancrée chez les démographes, que l’on sort enfin d’une période de ténèbres, bref qu’une étude sérieuse des déplacements de la population ne peut guère remonter avant 19502.

6D. Friedlander et J. Roshier n’ont pas accepté cette idée reçue. Ils disposaient des données anglaises, plus complètes que les nôtres, sur le lieu de naissance : essentiellement la série complète des tableaux croisés donnant une double répartition des recensés selon leur comté de naissance et leur comté de résidence.

7Ils ont proposé en 19663 une méthode permettant de déduire de ces données une mesure de l’intensité des mouvements migratoires entre comtés anglais, au cours de chaque période intercensitaire depuis 1851 ; autrement dit de passer des données d’état aux recensements successifs (tableaux croisés), à des données de mouvement4 (flux orientés par périodes).

8Nous exposons la méthode proposée par F. et R. susceptible à notre avis d’applications. Elle permet d’abord de retracer l’évolution de la mobilité dans les très nombreux pays où existent des données sur le lieu de naissance.

9Outre ces études rétrospectives, elle est également susceptible d’application dans les pays où l’on ne pose pas de question spéciale sur les migrations, soit pour simplifier les opérations de recensement, soit pour des questions de coût.

10Dans ce second cas, des tabulations peu nombreuses sur le lieu de naissance permettent une mesure assez précise de l’intensité, de l’origine et de la destination des mouvements migratoires.

11Nous avons séparé l’exposé du principe de la méthode (2e partie), de l’application particulière qu’en ont faite Friedlander et Roshier à l’Angleterre, nécessairement tributaire des sources particulières de ce pays (Annexe I).

12Nous avons discuté ensuite le bien-fondé de certaines hypothèses et leur incidence sur la précision finale de la méthode (3e et 4e parties).

13Une application particulière à la France apporte certains éléments d’appréciation. Elle nous a permis de mesurer les migrations entre départements français depuis 1881.

14Cette application est donnée au chapitre III après une étude de la mobilité en France par génération (chapitre II).

II – Principe général de la méthode de Friedlander et Roshier

15Les notations sont les suivantes. Elles ne concernent que des migrants nés dans le comté i (ce qu’indique le premier indice).

16mij = effectif de migrants nés en i et résidant en j au premier recensement5

17Sij = probabilité de survie des migrants précédents entre les deux recensements

18m’ij = effectif de migrants nés en i et résidant en j au second recensement

19Enfin quatre termes positifs : C1, r, a et b, qui représentent des flux de migrants nés en i et ayant changé de comté entre les deux recensements (voir figure 1).

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Figure 1. –

20Par convention, C1, r, a et b mesurent des flux de migrants encore en vie au second recensement. Une personne qui a changé de comté, puis est décédée est assimilée à une personne décédée dans son comté d’origine.

21Les quatre flux sont exprimés en nombre de migrants, et non de migrations. Un migrant qui a changé plusieurs fois de comté entre les deux recensements est supposé, toujours par convention, n’avoir effectué qu’une migration entre les comtés où il réside aux deux recensements de début et de fin de période.

22Il importe donc de souligner que l’ensemble de ce chapitre est consacré à la mesure des flux de migrations “subsistantes" qui ne comprennent ni les migrations suivies d’un décès avant le second recensement, ni les migrations suivies d’une deuxième, troisième... ou nième migration avant le second recensement.

23Revenons maintenant au principe de la méthode.

24Le produit mij Sij représente l’effectif des survivants au second recensement des migrants nés en i et présents en j au premier.

25Ces survivants peuvent être encore en j au second recensement s’ils n’ont pas effectué d’autre migration, ou au contraire résider dans un autre comté qui peut être :

26– i dans le cas des retours au comté de naissance (flux r de la figure 1)

27ou

28– tout autre comté différent de i et j (flux b de la figure 1).

29Exprimons m’ij en fonction des termes que nous venons de définir.

30On obtient m’ij :

31En retranchant de mij les migrants dénombrés au premier recensement et décédés pendant la période ; ce qui a pour effet de réduire mij à mij Sij .

32En retranchant du terme précédent l’effectif (r + b) de migrants qui ont quitté j pendant la période et sont encore en vie au second recensement.

33En ajoutant l’effectif C1 + a de migrants, arrivés en j entre les deux recensements et encore en vie au second

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34Les effectifs mij et m’ij sont ceux de deux tableaux successifs croisant les recensés selon leurs comtés de naissance et de résidence.

35Sij est une probabilité de survie que l’on peut estimer ; deux exemples d’estimation sont donnés dans la suite de cette étude. Nous la supposerons pour l’instant connue.

36Examinons, sous deux hypothèses successives, la signification de l’expression calculable (a + C1 – b – r) notée µij

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37Hypothèse I : Les migrants n’effectuent qu’un changement de comté au cours de leur vie.

38Les flux r, a, b, de migrants nés en i sont alors nuls. L’une des approximations faites plus haut devient inutile : il n’est plus nécessaire d’assimiler les migrations multiples au cours d’une période à une seule migration.

39µij est exactement le flux cherché, fij, des migrants de i vers j au cours de la période6 ; sous cette hypothèse, la connaissance de mij, m’ij et Sij permet une estimation des flux de migrants, entre recensements successifs et pour chaque couple de comtés, au moyen de l’équation n° 2.

40F. et R. admettent, de façon assez implicite, que la réalité est très proche de l’hypothèse I.

41En pratique, une partie des migrants entre comtés effectuent plusieurs migrations au cours de leur vie (hypothèse II)

42Etudions dans ce cas l’écart entre la valeur µij donnée par l’équation n° 2 et le flux de migrants de i vers j 7que l’on cherche à estimer.

43µij peut s’écrire

44μij = (C1 – r) + (a − b)

45a et b sont les flux de migrants nés en i qui effectuent une seconde, troisième... ou nième migration ayant pour origine, ou destination, le comté j (à l’exception des retours vers i)

46i étant fixé, leur somme sur l’ensemble des comtés j est nulle puisque à chaque arrivée dans un comté correspond un départ d’un autre comté.

47µij donne donc une estimation basée tantôt par défaut, tantôt par excès, mais en moyenne exacte de l’excédent C1 − r des premiers changements de i vers j, diminué des retours de j vers i.

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48Le flux fij que l’on cherche à estimer comprend l’ensemble des personnes qui ont effectué une migration de i vers j. On peut décomposer ces personnes en deux groupes : celles qui sont nées en i (effectif C1) et celles qui sont nées dans un autre comté, dont nous noterons l’effectif par e

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49En reportant la valeur C1 tirée de la relation (4) dans l’équation (3) on obtient une nouvelle expression de μij.

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50µij donne donc une estimation par défaut du flux fij cherché. Elle en diffère par la somme des deux termes r et e.

51L’estimation de fij par l’équation no 2 qui donne µij sera donc d’autant moins biaisée que la proportion des migrations multiples sera plus réduite.

52Cette proportion est elle-même liée à l’intensité des migrations. Plus la part des migrants dans l’ensemble de la population est faible, plus la part des migrations multiples dans l’ensemble des migrations est elle-même faible.

Du principe à l’application.

53Outre les valeurs mij et m’ij, nous avons supposé connu dans l’exposé du principe de la méthode, la valeur Sij de la probabilité de survie des groupes mij.

54Or, on ne possède en général que peu de données sur les groupes mij de migrants présents à un recensement ; aussi bien sur leur structure par âge que sur leur mortalité par rapport à l’ensemble de la population.

55Si l’on connaît leur structure par âge, on peut obtenir des estimations des probabilités de survie Sij en utilisant des tables de mortalité du moment ; ce qui revient à supposer implicitement que la mortalité de chaque groupe de migrants est identique à celle de l’ensemble de la population.

56Dans la quasi-totalité des cas, on ne dispose que de l’effectif total (tous âges) des groupes mij ; on devra d’abord procéder à une estimation de leur structure par âge, puis appliquer les probabilités de survie par âge.

57C’est là qu’intervient la diversité des sources disponibles selon les pays, ou, dans un même pays, selon les recensements.

58On ne peut donc proposer de méthode générale d’application. Nous en présenterons deux exemples : la mesure des flux migratoires entre comtés anglais8, due à F. et R. et donnée en annexe I, puis l’estimation de l’ensemble des changements de départements en France, par périodes intercensitaires, depuis 1881 (chap. III).

III – Précision de la méthode (résultats) ; discussion des hypothèses : conclusions

Précision de la méthode (résultats).

59Nous avons présenté en annexe I les méthodes appliquées par F. et R. pour passer du principe général de la méthode à l’estimation des flux orientés entre comtés ; nous avons ensuite évalué la précision de leurs estimations.

60F. et R. ont d’abord estimé les structures par âge des groupes mij. Ils ont ensuite calculé des taux de survie (tous âges) entre recensements successifs par application de tables de mortalité du moment, qu’ils ont appliqué aux structures estimées.

61Ce faisant, ils ont supposé nulles :

  • Les différences de mortalité entre migrants et non migrants.

  • Les variations régionales de la mortalité.

62Ils ont ensuite estimé les quantités µij par application de l’équation n° 2 (Méthode complète).

63Le calcul d’un taux de survie Sij par couple de comtés est lourd. F. et R. utilisent ensuite un taux de survie unique pour l’ensemble des couples (Méthode simplifiée).

64Chacune de ces estimations et hypothèses entraîne une perte de précision que nous avons évaluée en annexe I.

65Ces évaluations, présentées plus bas, permettent d’obtenir un ordre de grandeur de la précision de la méthode au début du siècle dans un pays où les données permettant d’estimer les structures par âge des groupes Mij sont plutôt plus riches que dans les autres pays industrialisés.

66Les distributions M.A, M.B, M. (A + B) et M. (A + B + C), figurées sur le graphique 19, donnent la distribution des erreurs sous diverses hypothèses détaillées plus bas.

67La dispersion de chacune de ces quatre distributions d’erreurs peut être décrite par deux indices, donnés dans le tableau II.

681/ L’erreur relative moyenne :

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Note10

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Graphique 1. – Estimations de la distribution des erreurs relatives sur les flux M (erreurs relatives en p. cent, hypothèse de surmortalité nulle des migrants).

Tableau ii. – valeurs des indices r et j (en p. cent) relatifs aux distributions d’erreurs calculees pour la periode 1901-1911

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692/ Un intervalle de confiance à 95 %. Puisque les distributions sont dissymétriques, il n’y a pas lieu de choisir un intervalle symétrique autour de la moyenne. Nous avons calculé les intervalles J de longueur minimale contenant 95 % des observations.

70Ces deux indices donnent des renseignements différents. Le premier permet de répondre à la question : étant donné un certain nombre de flux estimés entre comtés, quelle erreur relative a-t-on commis en moyenne ?

71Si l’on s’intéresse au contraire à un flux déterminé, le second indice donne un intervalle à l’intérieur duquel l’erreur a 95 chances sur cent de se trouver.

72Ces quatre distributions d’erreurs concernent la période d’estimation 1901-1911. Elles donnent la précision de la méthode sous la même hypothèse de mortalité identique des migrants et non migrants 11.

73La première M.A. donne la distribution des erreurs relatives provenant des seules variations régionales de la mortalité12. C’est celle que l’on observerait en appliquant la méthode complète dans un pays, ou pour une période, où les structures par âge mij sont connues13.

74Dans ce premier cas, la précision moyenne des estimations est assez bonne : 6,8 %. Elle est en revanche plus médiocre si l’on adopte le deuxième point de vue, c’est-à-dire si l’on s’intéresse à un couple déterminé de comtés : l’étendue de l’intervalle de confiance à 5 % est voisine de 40 % (voir tableau II).

75Il y a donc intérêt, lorsqu’on le peut, à prendre en compte les variations régionales de la mortalité lorsqu’on dispose des structures par âge exactes des groupes mij.

76La distribution M.B. a un caractère plus abstrait : elle suppose nulles, ou prises en compte, les variations régionales de la mortalité.

77Sous cette hypothèse, elle donne la distribution des erreurs imputables à la méthode proposée par F. et R. pour estimer les structures par âge des groupes mij.

78La dispersion des erreurs, voisine de la précédente, est sans doute un peu sous-estimée pour les raisons évoquées en annexe I.

79Notons enfin, que la prise en compte des variations régionales de la mortalité implique l’existence d’études comparatives sur ce sujet ; ce qui n’est pas la règle générale. Cependant, les données des recensements et de l’état civil, permettent souvent d’étudier assez facilement les variations régionales de la mortalité.

80C’est la troisième distribution, M, (A + B), qui correspond à la situation la plus vraisemblable où l’on a dû estimer les structures par âge des groupes mij et négliger les variations régionales de la mortalité.

81La précision moyenne des estimations, de l’ordre de 8 %, reste acceptable. L’intervalle de confiance à 95 % s’étend alors de – 20 % à + 25 %. Ce qui ne permet d’accorder qu’un crédit assez limité à la mesure de flux particuliers.

82La dispersion de cette distribution n’est cependant pas très supérieure à M.B. Autrement dit la prise en compte des variations régionales de la mortalité n’apporte qu’un gain de précision limité lorsqu’on ne dispose pas des structures par âge exactes des groupes mij ou de bonnes estimations.

83La quatrième distribution, M. (A+ B + C), donne enfin la distribution des erreurs relatives lorsqu’on utilise la méthode simplifiée.

84Sa dispersion est nettement plus forte : l’erreur relative moyenne, de 12,6 %, reste acceptable. Par contre, l’intervalle de confiance à 95 % s’étend de – 40 à + 30 %.

85Ces valeurs élevées suscitent les plus grandes réserves quant à l’emploi de la méthode simplifiée.

86L’emploi d’un taux de survie unique, pour tous les couples de comtés, aussi bien calculé soit-il, ne se justifie que pour une estimation rapide ou lorsqu’on ne dispose d’aucun moyen de calcul.

Différences de mortalité entre migrants et non migrants.

87Les estimations précédentes reposent sur une hypothèse assez forte : l’absence de surmortalité des migrants.

88On ne possède en pratique aucune donnée sur ce problème. Les calculs de l’annexe II, relative à la France, conduisent cependant à penser qu’elle n’était pas négligeable : nous l’avons estimée à 987 ‰14 au cours de la période 1901-1906, sans qu’il faille attacher à cette valeur une précision excessive15.

89Revenons maintenant à l’équation d’estimation n° 2 ; mij est d’un ordre de grandeur nettement supérieur à µij. Si l’on néglige de prendre en compte la surmortalité, ou si l’on ne peut le faire faute de données, l’erreur absolue sur mij Sij se répercute sur la différence μij = m’ij – mij Sij.

90Il en résulte une erreur relative qui peut être appréciable : en France, la prise en compte des différences de mortalité entre migrants et non migrants permet d’éviter une sous-estimation moyenne des flux interdépartementaux de l’ordre de 10 % entre 1901 et 190616.

91Notons enfin que la surmortalité des migrants tend à se réduire, voire à s’inverser avec le temps.

Les retours

92Le calcul de µij donne, en moyenne, une estimation de C1 − r, excédent des premiers changements sur les retours (v. équation n° 3).

93Quelle erreur commet-on en considérant µij comme une estimation de C1, ou même de l’ensemble C = C1 + C2 + r des changements entre i et j.

94Une étude américaine17 sur les changements d’état entre 1955 et 1960 fournit une séparation de ces migrations en trois groupes :

Premiers changements d’état

49,9

Migrations secondaires

33,0

Retours à l’état de naissance

17,1

100,0

95La quantité (C1 – r) ne représente que :

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96p. cent de l’ensemble des premiers changements ;

97ou encore

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98p. cent de l’ensemble des changements18

99Autrement dit, le calcul des flux μij = C1 – r entre états d’Amérique de 1955 à 1960 aurait conduit à une sous-estimation des premiers changements de l’ordre du tiers.

100Nous verrons plus bas que le même calcul des flux entre départements français de 1954 à 1962, conduit à une sous-estimation plus faible, de 19 %, des premiers changements de département.

101On voit qu’il est néanmoins essentiel de chercher à connaître un ordre de grandeur des retours pour atteindre les premiers changements ; et l’on touche ici à l’une des difficultés essentielles de la méthode puisque l’on ne peut connaître les retours que dans les pays où les statistiques sur les migrations sont très élaborées et où l’on peut donc se dispenser d’appliquer la méthode proposée.

102Même en l’absence de statistiques sur les retours, le calcul des quantités (C1 − r) n’en conserve pas moins un intérêt certain.

103D’abord parce que c’est en pratique la seule méthode applicable pour atteindre les migrations entre recensements dans le passé.

104Ensuite parce que la part des retours dans l’ensemble des mouvements évolue sans doute assez lentement pour ne masquer ni les tendances, ni les variations à court terme des mouvements migratoires.

105Enfin, parce qu’on peut, au prix de certaines hypothèses, tenter de les prendre en compte pour passer des estimations μij = (C1 – r) à des estimations de C19.

Conclusion générale

106A partir de tableaux croisés donnant les circonscriptions de naissance et de résidence d’une population à des recensements successifs, D. Friedlander et R. J. Roshier ont proposé une méthode d’estimation des flux de migrations entre ces recensements.

107Cette méthode présente un double intérêt :

108Elle permet, comme cela avait déjà été fait dans d’autres domaines de la démographie, de passer de données d’état : les tableaux croisés tirés des recensements, à des données de mouvement : les flux de migrants par période.

109Elle donne un détail assez précis des mouvements puisqu’elle fournit l’ensemble des mouvements entre couples de circonscriptions. C’est ainsi que F. et R. ont calculé, pour chacune des 8 périodes intercensitaires qui séparent les recensements de 1851 et 1951, l’ensemble des 2809 flux orientés entre les 93 comtés anglais.

110Les flux estimés entre deux circonscriptions (par exemple le flux de migrants du comté i au comté j, noté µij) ne représentent pas l’ensemble des migrations qui ont eu lieu entre l’une et l’autre.

111Les calculs qui précèdent, menés à partir de données américaines, montrent que l’écart entre ces deux flux peut être très grand et qu’il ne saurait donc être question d’assimiler l’un à l’autre.

112La signification des estimations µij est donc plus limitée ; elles donnent, en moyenne, des estimations de l’excédent :

  • des premiers changements : personnes nées en i, qui ont effectué une première migration à destination de j au cours de la période

113sur

  • les retours : personnes nées en i, résidant en j au premier recensement, qui regagnent leur circonscription i de naissance au cours de la période

114μij = C1 – r

115μij donne donc une estimation par défaut de l’effectif C1 de premiers changements entre i et j.

116Le biais qu’introduisent les retours peut être important comme le montrent les résultats suivants :

117C1 – r = 0,66 C1 (Etats-Unis ; 1955-60 ; ensemble des états)

118C1 – r = 0,81 C1 (France ; 1954-62 : estimation sur l’ensemble des départements)

119Si ces résultats concernent des périodes récentes, les retours ne sauraient être négligés au cours des périodes plus anciennes. Si l’on ne peut effectuer de correction20, il importe au moins de conserver ce biais présent à l’esprit.

120A ce premier biais s’en ajoute un second. Pour calculer µij, on est le plus souvent amené à supposer vérifiées certaines hypothèses et à procéder à certaines estimations :

  • Faute de données, on devra souvent supposer négligeables les variations régionales de la mortalité.

  • Dans de nombreux cas, on devra aussi estimer la structure par âge du groupe de migrants nés en i et résidant en j au premier recensement (cet effectif correspond à la case i, j du tableau des données du premier recensement). Le mode d’estimation dépend des données disponibles, variables dans chaque pays.

121Dans le cas de l’Angleterre, on peut penser que ces deux facteurs entrainent une imprécision moyenne de 10 p. cent au moins 21sur l’estimation des flux μij = C1 – r.

122Enfin et toujours faute de données, on sera souvent amené à supposer nulles les différences de mortalité entre migrants et non migrants.

123Cette hypothèse est approximative : les calculs de l’annexe II montrent qu’en France la surmortalité des migrants restait élevée vers 1900. Sa prise en compte conduit à relever de 10 % au moins les estimations de flux interdépartementaux au début du siècle. Néanmoins elle s’est progressivement réduite, voire inversée, avec le temps.

124Notons enfin que les circonscriptions utilisées ici pour définir les migrations restent peu étendues. L’estimation des migrations entre circonscriptions plus vastes, comme les régions françaises, seraient nettement plus précises.

125Ces conclusions ne sauraient laisser pessimiste pour trois raisons :

126a) La méthode peut être appliquée dans les pays, encore nombreux, où l’on ne pose pas de question spéciale sur les migrations, soit pour simplifier les opérations de recensement, soit encore pour des questions de coût.

127Des tabulations peu nombreuses sur les lieux de naissance et de résidence permettaient alors une mesure correcte de l’intensité et de la direction des courants migratoires. Un tri par grand groupe d’âges permettait en effet d’éliminer le biais d’estimation de la structure des groupes Mij.

128b) De même qu’il est intéressant de connaître la population de la France au 16e siècle à 15 % près lorsqu’on ne sait rien de son effectif, il est intéressant de connaître les flux de migrations dans un passé plus proche. La méthode proposée par F. et R. est la seule qui permette d’estimer ces quantités.

129c) Surtout, il est possible d’utiliser la méthode pour procéder à des estimations globales des migrations ; on ne cherchera plus à estimer les flux entre telle et telle circonscription, mais à connaître l’ensemble des changements : en Angleterre, le volume total des premiers changements de comté par période, en France celui des premiers changements de département. Nous avons procédé à cette dernière estimation au chapitre III pour chaque période intercensitaire depuis 1881.

130Ces estimations présentent de gros avantages : elles rendent d’abord inutiles certaines hypothèses comme l’absence de différences de mortalité entre circonscriptions. Surtout, on ne doit estimer qu’un seul flux par période ; ce qui permet d’utiliser des méthodes d’estimation plus précises et de procéder à des recoupements plus nombreux.

Notes de bas de page

1 On trouvera en annexe IV, un inventaire exhaustif des sources françaises sur le lieu de naissance.

2 On trouvera en bibliographie quelques études sur les périodes antérieures qui concernent essentiellement la population rurale, la population agricole et l’agglomération parisienne.

3 D. Friedlander et J. Roshier : “Internal migration in England and Wales” Population Studies. Mars 1966, juillet 1966.

4 Cette démarche devient peu à peu classique en démographie. C’est notamment celle qu’on utilise lorsqu’on veut étudier la nuptialité à partir des recensements.
Des statistiques par âge et état matrimonial, on peut ainsi déduire l’intensité de la nuptialité dans chaque génération et surtout la répartition des mariages selon l’âge (calendrier).

5 mij et m’ij sont connus, ce sont les effectifs des tableaux à double entrée classant les recensés par comté de naissance et de résidence.

6 Pour un couple i, j, donné, on mesurera donc deux flux, l’un de i vers j, l’autre de j vers i. Les flux mesurés sont orientés.

7 Quel que soit leur lieu de naissance.

8 Il y a en Angleterre (+ pays de Galles), 53 comtés dont la surface est, en moyenne, voisine de celle d’un département français.

9 Ces distributions sont données dans le tableau 1 en annexe I.

10 C’est-à-dire égales à + ri ou – ri.

11 L’incidence de cette hypothèse sur l’estimation des flux de migrants est discutée plus bas.

12 Calculée en supposant la variabilité de la mortalité entre comtés anglais identique à celle, connue, entre départements français (v. annexe I).

13 C’est par exemple le cas en Angleterre au recensement de 1851.
En France, on connaît à certains recensements les structures par âges de l’ensemble des personnes résidant hors de leur département de naissance. On en a déduit au chapitre III par une méthode analogue, le flux des premiers changements de département entre recensements successifs (toutes origines et destinations confondues).

14 Rapport du taux quinquennal de survie (sexes réunis, tous âges) des migrants présents en 1901 à celui d’un groupe de Français de même structure par âge.

15 Une étude ultérieure a montré que les valeurs retenues étaient plutôt faibles.

16 Pour cet intervalle, il s’agit d’une surmortalité des migrants.

17 Hope T. Eldridge “Primary, secondary and return migrations in the United States (1955-60)” Demography, 1965, vol. 2 page 444.

18 On voit sur cet exemple extrême qu’il ne saurait être question d’assimiler un flux µij à l’ensemble des migrations qui ont eu lieu de i vers j.

19 Nous en donnons un exemple au chapitre III.

20 Il arrive que les données permettent des corrections approximatives (v. chapitre III).

21 L’erreur sur certains flux particuliers peut être beaucoup plus forte, de l’ordre de 30 %, pour les périodes voisines de 1900.

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