Annexes
p. 209-238
Texte intégral
Annexe 1. Registres hospitaliers utilisés pour les redistributions des naissances de Paris
Relevé (effectifs et proportions) des naissances par hôpital en 1851
Légende : (a) En gras, les hôpitaux avec des services spécialisés de maternité ; (b) AA : anciens arrondissements ; NA : nouveaux arrondissements. Situation des hôpitaux, voir annexe 29.
Relevé (effectifs et proportions) des naissances par hôpital en 1876
Légende : (a) En gras, les hôpitaux avec des services spécialisés de maternité.
1Maternité de Port-Royal : il existe trois types de registres : les registres des enfants nés dans l’établissement, les registres des naissances et les registres des entrées. Ce sont ces derniers qui sont utilisés pour les naissances de Port-Royal car ils sont les seuls à donner les renseignements nécessaires (lieu de résidence de la mère notamment).
2Hôpital des cliniques :
31851 : dans le registre des naissances de 1849-1851 seuls est précisé le nom des enfants ; leur devenir et le numéro d’admission de leurs mères et les registres d’admission des mères (qui contiennent les informations dont nous avons besoin) ne commencent qu’en 1866. Nous avons donc relevé les naissances de 1837 pour connaître le lieu de résidence des mères venant accoucher aux cliniques. Le biais est important pour cet hôpital puisque quatorze années séparent les registres, mais cette méthode était préférable à l’absence de données.
41876 : comme pour Port-Royal, les registres des naissances ne fournissent pas les renseignements souhaités (mais uniquement le numéro d’admission des mères, la date d’accouchement et le sort des enfants). En outre, le registre des naissances de 1876-1892 est déficitaire. Pour pallier ce problème, il faut donc utiliser les registres d’entrées, ce qui est assez aisé car la clinique est spécialisée dans les accouchements et il n’y a donc pas de tri à effectuer (sauf en 1872 où la clinique avait été réquisitionnée pour les soldats blessés, mais ces derniers sont facilement identifiables). Un nouveau problème s’est alors posé puisque le registre de 1873- 1878 est déficitaire. Nous avons donc relevé 17,3 % des 577 naissances de 1872 et 16,5 % des 583 naissances de 1880 pour avoir une sorte de moyenne des arrondissements de provenance des mères.
5Cochin : le déficit du registre de déclaration des naissances (1842-1852) oblige à utiliser le suivant (1853-1865).
6La Charité : le registre des naissances de l’hôpital de La Charité de 1866-1899 est déficitaire ; nous avons donc utilisé le précédent (1863-1865) pour l’année 1865.
7Registres utilisés en remplacement des registres des naissances qui ne fournissent pas les renseignements nécessaires :
Port-Royal : registres des entrées : 1851 : PORTROYAL 1Q2/47 ; 1876 : PORTROYAL 1Q2/70
Hôpital des cliniques : registres des entrées : 1871-1872 : TARNIER 1Q2/6 ; 1873- 78 : TARNIER 1Q2/7 (déficit) ; 1880-85 : TARNIER 1Q2/8.
8Registre des sages-femmes attachées aux hôpitaux
Necker : 1875-1882, NECKER 4Q2/1
Beaujon (ancien) : 1874-1880, BEAUJONANCIEN 5Q2/1
Saint-Louis : 01/02/1877-07/02/1881, SAINTLOUIS 4Q1/1
Port-Royal : 2/11/1869-1886 : PORTROYAL 4Q2/1.
Annexe 2. Redistribution des naissances légitimes des hôpitaux parisiens aux domiciles des mères en 1851
Légende : (a) Selon l’arrondissement de l’accouchement ; (b) La différence entre le total de la colonne B et celui de la colonne F s’explique par les naissances des femmes non parisiennes venant accoucher dans les hôpitaux parisiens ; (c) Redistribution des naissances qui se sont déroulées à l’hôpital (colonne C) au domicile des mères ; (d) La différence entre le total de la colonne B et celui de la colonne F s’explique par les naissances des femmes non parisiennes venant accoucher dans les hôpitaux parisiens.
Annexe 3. Redistribution des naissances illégitimes des hôpitaux parisiens aux domiciles des mères en 1851
Légende : (a) 9,7 % résident dans le département de la Seine (hors Paris) et aucune dans un autre département français : (b) Selon l’arrondissement de l’accouchement ; (c) Redistribution des naissances qui se sont déroulées à l’hôpital (colonne C) au domicile des mères ; (c) La différence entre le total de la colonne B et celui de la colonne F s’explique par les naissances des femmes non parisiennes venant accoucher dans les hôpitaux parisiens ; (d) 9,1 % résident dans le département de la Seine (hors Paris) et 5,2 % dans un autre département français.
Annexe 4. Redistribution des naissances légitimes des hôpitaux parisiens aux domiciles des mères en 1876
Légende : (a) Part des naissances de l’arrondissement ayant eu lieu chez une sage-femme (données calculée d’après les sondages effectués dans les registres d’état civil de la ville de Paris pour l’année 1876) ; (b) Sur 100 naissances à l’hôpital, combien de mères résidant dans chaque arrondissement ? : 1er : 4,9 ; 2e : 4,0 ; 3e : 2,9 ; 4e : 6,1 ; 5e : 6,7 ; 6e : 1,6 ; 7e : 3,0 ; 8e : 1,0 ; 9e : 1,7 ; 10e : 9,2 ; 11e : 4,7 ; 12e : 1,0 ; 13e : 6,1 ; 14e : 7,2 ; 15e : 2,7 ; 16e : 0,9 ; 17e : 5,4 ; 18e : 11,4 ; 19e : 3,5 ; 20e : 8,6 ; 7,6 % de ces femmes vivaient en dehors de Paris ; (c) sur 100 naissances chez une sage-femme, combien de mères résidant dans chaque arrondissement ? : 1er : 5,5 ; 2e : 7,3 ; 3e : 10,9 ; 4e : 5,5 ; 5e : 7,3 ; 6e : 0,0 ; 7e : 3,6 ; 8e : 25,5 ; 9e : 9,1 ; 10e : 0,0 ; 11e : 5,5 ; 12e : 3,6 ; 13e : 0,0 ; 14e : 1,8 ; 15e : 0,0 ; 16e : 5,5 ; 17e : 3,6 ; 18e : 0,0 ; 19e : 3,6 ; 20e : 1,8 ; aucune femme ne vivait en dehors de Paris ; (d) la différence entre le total de la colonne B et celui de la colonne H s’explique par les naissances des femmes non parisiennes venant accoucher dans les hôpitaux parisiens.
Annexe 5. Redistribution des naissances illégitimes des hôpitaux parisiens aux domiciles des mères en 1876
Légende : (a) Part des naissances de l’arrondissement ayant eu lieu chez une sage-femme (données calculée d’après les sondages effectués dans les registres d’état civil de la ville de Paris pour l’année 1876) ; (b) Sur 100 naissances à l’hôpital, combien de mères résidant dans chaque arrondissement ? : 1er : 3,6 ; 2e : 4,3 ; 3e : 4,1 ; 4e : 4,1 ; 5e : 6,3 ; 6e : 7,0 ; 7e : 3,2 ; 8e : 2,7 ; 9e : 6,7 ; 10e : 6,9 ; 11e : 9,7 ; 12e : 2,3 ; 13e : 2,8 ; 14e : 5,2 ; 15e : 3,1 ; 16e : 0,9 ; 17e : 3,4 ; 18e : 7,8 ; 19e : 4,3 ; 20e : 2,8 ; 8,7 % de ces femmes résidaient en dehors de Paris ; (c) Sur 100 naissances chez une sage-femme, combien de mères résidant dans chaque arrondissement ? : 1er : 7,0 ; 2e : 7,0 ; 3e : 4,2 ; 4e : 6,1 ; 5e : 6,6 ; 6e : 3,8 ; 7e : 6,6 ; 8e : 8,0 ; 9e : 8,0 ; 10e : 6,6 ; 11e : 7,5 ; 12e : 2,3 ; 13e : 0,0 ; 14e : 3,8 ; 15e : 1,9 ; 16e : 1,9 ; 17e : 3,8 ; 18e : 1,9 ; 19e : 1,4 ; 20e : 3,3 ; 4,2 % de ces femmes résidaient en dehors de Paris ; (d) La différence entre le total de la colonne B et celui de la colonne H s’explique par les naissances des femmes non parisiennes venant accoucher dans les hôpitaux parisiens.
Annexe 6. Correction des données des naissances en banlieue parisienne
Attribution des naissances non parisiennes de Paris à la banlieue, 1851-1876
Note : après avoir estimé les naissances à Paris de mères non parisiennes, 67 % d’entre elles avant 1860 et 85 % d’entre-elles après 1860 ont été réattribuées à la banlieue (ces chiffres correspondent aux relevés effectués dans les registres des hôpitaux, voir annexes 2 à 5).
Annexe 7. Spécificité de la pyramide de la population parisienne de 1881
9La pyramide des âges de 1881 pose question en raison du nombre particulièrement important de femmes de 20-24 ans. Lorsqu’on la compare avec les autres, et notamment celles de 1876 et de 1886, on voit bien que les 20-24 ans (et en particulier les femmes) sont particulièrement nombreux, mais on note également que toutes les classes d’âges supérieurs sont sous-représentées.
10Sur la figure ci-dessous, la part des femmes de 15-49 ans apparaît effectivement très élevée en 1881 par rapport à 1876 et 1886. Cependant, la proportion de 25- 44 ans, et particulièrement les 25-29 ans, est bien plus faible en 1881 qu’en 1876 et 1886. L’« excroissance » des femmes de 20-24 ans visible sur la pyramide de 1881 est donc principalement due au nombre important de ces femmes, mais est accentuée par la faiblesse des groupes d’âges supérieurs. Afin d’essayer de comprendre ce phénomène, il faut distinguer les femmes selon leurs états matrimoniaux.
Part (pour 100 000) des femmes de 15-49 ans dans la population en 1876, 1881 et 1886
11La part de femmes de 20-24 ans mariées est supérieure en 1881 (2,5 %) à celles de 1876 (2,3 %) et 1886 (1,8 %), mais très légèrement (figure ci-après). En revanche, les écarts les plus importants pour les femmes mariées, concernent les 25-44 ans particulièrement sous-représentées en 1881.
12L’écart entre la part des femmes célibataires en 1881 et en 1876 ou 1886 est encore plus réduit que pour les femmes mariées. Les femmes célibataires de 15-29 ans sont effectivement plus nombreuses en 1881 que pour les autres années alors que les 25-29 ans le sont moins, mais de manière peu significative.
13Le problème ne réside donc pas dans la répartition par états matrimoniaux (quasiment identiques pour les trois années) ni par âge (même remarque). Ce sont les effectifs bruts qui divergent nettement : quel que soit l’état matrimonial, les femmes de 20-24 ans sont particulièrement nombreuses en 1881 et le nombre des 25-29 ans particulièrement faible. En effet, les femmes de 20-24 ans représentent 20,6 % des 15-49 ans en 1881, contre 18,1 % en 1876 et 17,2 % en 1886 (respectivement 14,3 %, 10,1 % et 10,7 % dans l’ensemble des femmes).
14Pour s’assurer que ce nombre important de femmes de 20-24 ans n’était pas simplement une erreur de calcul, nous avons comparé les pyramides des différents arrondissements. La prédominance des femmes de 20-24 ans n’est pas visible dans tous les arrondissements. Elle est particulièrement marquée dans le 6e arrondissement ainsi que dans les 14e et 20e arrondissements, et plus légèrement dans les 3e et 8e. Dans d’autres arrondissements, les 20-24 ans sont également particulièrement nombreux, mais pour les deux sexes : le 1er, le 7e (mais les hommes sont majoritaires, sans doute en raison de l’école militaire), le 12e, le 16e et moins fortement dans les 10e et 13e arrondissements. Ces observations permettent de confirmer que la forme surprenante de la pyramide des âges de Paris en 1881 n’est pas liée à une erreur de transcription : il y a bien une arrivée massive de jeunes gens (en particulier des jeunes femmes) qui s’installent plus particulièrement dans certains arrondissements. Les riches arrondissements de l’Ouest (7e, 8e et 16e) pour la domesticité ; les autres arrondissements pour leurs emplois dans l’artisanat et surtout l’industrie (3e, 10e, 13e, 14e et 20e) et pour certains (10e et 14e notamment) pour leur proximité avec les gares (lieux d’arrivée et donc de retour au pays d’origine).
Part (pour 100 000) des femmes mariées et célibataires de 15-49 ans en 1876, 1881 et 1886
Annexe 8. Rapport de masculinité selon l’état matrimonial, Paris, 1801-1901
Source : dénombrements de la population parisienne (descriptif chapitre 1).
Annexe 9. Indices de fécondité générale, de nuptialité et reproduction de la population parisienne, 1817-1901(a)
Légende : (a) Tfg : taux de fécondité générale ; If : indice de fécondité générale ; ICF : indice conjoncturel de fécondité ; TBR : taux brut de reproduction. (b) TNR estimé en tenant compte des taux de mortalité infantile féminin mesurés par Van de Walle et Preston (1974).
Annexe 10. Nombre d’enfants par femme estimé à Paris, 1690-1901
Note : Bardet (1993) a mesuré la fécondité des femmes mariées à partir des actes de tutelle. Ces estimations surestiment sans doute la fécondité générale (toujours plus faible que la fécondité légitime). Un biais lié à la source utilisée existe également puisque seules sont considérées les familles ayant des biens à transmettre.
Source : 1690-1789 : Bardet, 1993 ; 1817-1901 : calcul de l’auteure, données en annexe 9.
Annexe 11. Indices de fécondité générale et nombre d’enfants estimés en banlieue, 1851-1901
Corrections : utilisations des naissances corrigées (annexe 6). ICF estimés : méthode Sardon (1995).
Annexe 12. Indices de fécondité générale (If) dans les arrondissements parisiens, 1851-1901
Annexe 13. Indices de fécondité générale, dans les communes de banlieue, 1891
Commune | Indice If | Commune | Indice If |
Alfortville | 0,281 | L’Île-Saint-Denis | 0,353 |
Antony | 0,191 | Le Bourget | 0,323 |
Arcueil | 0,271 | Le Perreux-sur-Marne | 0,196 |
Asnières | 0,182 | Le Plessis-Piquet | 0,207 |
Aubervilliers | 0,306 | Le Pré-Saint-Gervais | 0,245 |
Bagneux | 0,247 | Les Lilas | 0,260 |
Bagnolet | 0,234 | Levallois-Perret | 0,242 |
Bobigny | 0,280 | Maisons-Alfort | 0,285 |
Bondy | 0,306 | Malakoff | 0,234 |
Bonneuil-sur-Marne | 0,214 | Montreuil | 0,243 |
Boulogne-sur-Seine | 0,231 | Montrouge | 0,206 |
Bourg-la-Reine | 0,195 | Nanterre | 0,252 |
Bry-sur-Marne | 0,199 | Neuilly-sur-Seine | 0,132 |
Champigny-sur-Marne | 0,258 | Nogent-sur-Marne | 0,193 |
Charenton-le-Pont | 0,183 | Noisy-le-Sec | 0,253 |
Châtenay-lès-Bagneux | 0,189 | Orly | 0,225 |
Châtillon | 0,205 | Pantin | 0,260 |
Chevilly-Larue | 0,151 | Pierrefitte-sur-Seine | 0,210 |
Choisy-le-Roi | 0,266 | Puteaux | 0,270 |
Clamart | 0,203 | Romainville | 0,260 |
Clichy | 0,275 | Rosny-Sous-Bois | 0,251 |
Colombes | 0,204 | Rungis | 0,285 |
Courbevoie | 0,215 | Saint-Denis | 0,297 |
Courneuve | 0,292 | Saint-Mandé | 0,143 |
Créteil | 0,241 | Saint-Maur-des-Fossés | 0,213 |
Drancy | 0,255 | Saint-Maurice | 0,152 |
Dugny | 0,274 | Saint-Ouen | 0,282 |
Epinay-sur-Seine | 0,258 | Sceaux | 0,199 |
Fontenay-aux-Roses | 0,175 | Stains | 0,295 |
Fontenay-sous-Bois | 0,168 | Suresnes | 0,246 |
Fresnes | 0,227 | Thiais | 0,171 |
Gennevilliers | 0,246 | Vanves | 0,227 |
Gentilly | 0,257 | Villejuif | 0,185 |
Issy (-les-Moulineaux) | 0,213 | Villemomble | 0,203 |
Ivry (-sur-Seine) | 0,268 | Villetaneuse | 0,277 |
Joinville-le-Pont | 0,217 | Vincennes | 0,190 |
L’Haÿ | 0,160 | Vitry-sur-Seine | 0,216 |
Annexe 14. Indices de fécondité légitime (Ig) avec et sans les naissances issues des mères non parisiennes, Paris, 1817-1901
Légende : (a) Voir leseffectifs des naissances dans les tableaux 2 et5 du chapitre 1 ; (b) Nombre d’enfants estimés à partir de la méthode Sardon (1995). Le calcul consiste à multiplier l’indice Ig par l’indice matrimonial Im puis multiplier le tout par 12,44 (nombre d’enfants moyen des Huttérites).
Annexe 15. Indices de fécondité légitime (Ig) en banlieue, 1851-1901
Note : données corrigées avec les naissances calculées dans l’annexe 6. Légende : (a) Nombre d’enfants estimés à partir de la méthode Sardon (1995). Le calcul consiste à multiplier l’indice Ig par l’indice matrimonial Im puis multiplier le tout par 12,44 (nombre d’enfants moyen des Huttérites).
Annexe 16. Indices de fécondité légitime (Ig) dans les arrondissements parisiens, 1851-1901
Annexe 17. Taille des familles : part des données inconnues par arrondissement parisien, 1891 et 1901
Source : Résultats du dénombrement de la ville de Paris, 1891 et 1901.
Annexe 18. Indices de fécondité légitime (Ig) dans les quartiers parisiens, 1881-1896
Annexe 19. Indices de fécondité légitime (Ig) dans les communes de banlieue, 1851, 1881 et 1891
Annexe 20. Évolution de l’illégitimité à Paris avec et sans les naissances issues des mères non parisiennes, 1817-1901
Source : Annuaire statistique de la ville de Paris, 1932-1934. Pour les estimations, se reporter aux tableaux 2, 4 et 5 du chapitre 1.
Annexe 21. Évolution de la fécondité illégitime (Ih) à Paris avec et sans les naissances issues des mères non parisiennes, 1817-1901
Légende : (a) Nombre d’enfants estimés à partir de la méthode Sardon (1995). Le calcul consiste à multiplier l’indice Ih par l’inverse de l’indice matrimonial Im puis multiplier le tout par 12,44 (nombre d’enfants moyen des Huttérites).
Annexe 22. Indices de fécondité illégitime (Ih) et nombre d’enfants illégitimes estimé, banlieue, 1851-1901
Corrections : utilisations des naissances corrigées (annexe 6). ICF estimés : adaptation de la méthode Sardon (1995) : Ih × (1-Im) × 12,44.
Annexe 23. Rang de la banlieue par rapport aux autres départements français
Note : la banlieue parisienne est ici considérée comme un département ; le département de la Seine (comprenant Paris) est exclu. Lecture : le rang 1 est le plus élevé ; le rang 86 ou 87 le plus faible. La banlieue est donc le « département » qui a la plus forte fécondité illégitime entre 1861 et 1901, et ce même en excluant Paris.
Annexe 24. Apport des naissances illégitimes à la fécondité générale à Paris, 1817-1901
Annexe 25. Naissances avec présence paternelle parmi les naissances illégitimes, Paris, 1817-1901
1817-1863
Note : les données comprennent les naissances, reconnaissances et légitimations des enfants de mères non parisiennes.
1881-1901
Annexe 26. Les différents types d’illégitimité en banlieue, 1891 (%)
Légende : (a) Père non dénommé : le nom de la mère est inscrit dans l’acte, mais pas celui du père ; (b) Mère non dénommée : le nom du père est inscrit dans l’acte, mais pas celui de la mère. Le père ne reconnaît pas forcément son enfant dans l’acte car il est parfois nommé par une sage-femme ou un tiers.
Annexe 27. Proportion (%) de naissances hors mariage parmi l’ensemble des naissances dans les arrondissements parisiens, 1851-1901
1851 et 1876 : calculées d’après les naissances redistribuées (annexes 3 et 5). 1881-1901 : moyenne triennale (année centrale et deux années encadrantes).
Annexe 28. Indices de fécondité illégitime (Ih) dans les arrondissements parisiens, 1851-1901
1851 et 1876 : calculées d’après les naissances redistribuées (annexes 3 et 5). 1881-1901 : moyenne triennale (année centrale et deux années encadrantes).
Annexe 29. Répartition des naissances hors domicile par arrondissement selon le lieu d’accouchement(a)
Légende : (a) Naissances hors domicile de chaque arrondissement rapporté au nombre total de naissances hors domicile à Paris.
Annexe 30. Localisation des hôpitaux parisiens pratiquant des accouchements
Précisions
Les bâtiments de l’ancien Hôtel-Dieu (rive gauche) sont démolis en 1878 pour être reconstruits au nord du parvis Notre-Dame, mais une partie d’entre eux dont la maternité (rue de la Bûcherie) subsistent jusqu’en 1909.
La Salpêtrière est nommée « Hospice de la Vieillesse-Femmes » de juin 1823 à juin 1885.
L’hôpital des Cliniques s’appelle ainsi jusqu’en 1881 puis Clinique d’accouchement entre 1881 (date du transfert de la rue Antoine-Dubois à la rue d’Assas dans le même 6e arrondissement) et 1897, et enfin clinique Tarnier depuis 1897.
Lourcine : pour les seules femmes atteintes de maladies vénériennes.
La Pitié (située rue Lacepède, dans le 5e arrondissement) est transférée à son emplacement actuel (boulevard de l’Hôpital, 13e arrondissement) en 1911.
La Charité a fermé ses portes en 1935 ; elle était située à l’emplacement de l’actuelle université de médecine Paris-Descartes (rue des Saints-Pères). Un historique de chaque hôpital se trouve sur le site : http://archives.aphp.fr/structures-hospitalieres/
Annexe 31. Indices de fécondité illégitime (Ih) dans les quartiers parisiens, 1881-1896
Annexe 32. Proportion des naissances avec présence paternelle
Annexe 33. Effets bruts des variables socioéconomiques sur la part des naissances avec présence paternelle dans les 80 quartiers parisiens, 1881-1896 (régressions linéaires)
*** significatif à 0,1 %, ** à 1 %, * à 5 %.
Source : voir tableau 16 (chapitre IV).
Annexe 34. Effets des variables socioéconomiques sur la part des naissances avec présence paternelle, Paris, 1881-1896 (régressions linéaires multivariées)
1881 | 1886 | 1891 | |
Ouvriers | 0,074 | 0,043 | 0,178** |
Mortalité infantile | 0,246 | 0,351 | – 0,028 |
Instruction | – 1,290 | – 1,244 | 2,469 |
Natifs | 0,029 | 0,087 | – 0,160 |
Pratique religieuse | 0,057 | – 0,129 | – 0,448** |
R2 ajusté | 0,228 | 0,256 | 0,271 |
*** significatif à 0,1 %, ** à 1 %, * à 5 %.
Source : voir tableau 16 (chapitre IV).
Annexe 35. Illégitimité et fécondité illégitime dans les communes de banlieue
*Naissances corrigées : voir chapitre II et tableau 9 (chapitre I). Note : contrairement à nos calculs habituels, nous ne prenons pas la moyenne de l’année étudiée et des deux années encadrant afin de pouvoir comparer les données avec les séries officielles qui n’existent pas pour toutes les années.
Annexe 36. Effets (bruts) des variables socioéconomiques sur la part de naissances avec présence paternelle dans les communes de banlieue, 1891 (régressions linéaires)
Variables | Coefficients de régression | R2 | Nb. de communes observées |
Milieu socioprofessionnel | 0,018 | 74 | |
Ouvriers | Réf. | ||
Riches | – 0,051 | ||
Agriculteurs | – 0,072 | ||
Natifs | 0,306 | 0,022 | 74 |
Mortalité infantile | – 0,558* | 0,026 | 51 |
Pratique religieuse | – 0,172* | 0,001 | 68 |
*** significatif à 0,1 %, ** à 1 %, * à 5 %.
Source : voir tableau 16 (chapitre IV).
Annexe 37. Effets des variables socioéconomiques sur la part de naissances avec présence paternelle dans les communes de banlieue, 1891 (régressions linéaires multivariées)
*** significatif à 0,1 %, ** à 1 %, * à 5 %. Note : les modèles 2, 4 et 6 ont été construits pour vérifier la cohérence des coefficients que l’on considère 47, 51, 68 ou 74 communes.
Source : voir tableau 16 (chapitre IV).
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Aux origines de l’État-providence
Les inspecteurs de l’Assistance publique et l’aide sociale à l’enfance (1820-1930)
Virginie De Luca
2002
Les déracinés de Cherchell
Camp de regroupement dans la guerre d’Algérie (1954-1962)
Kamel Kateb, Nacer Melhani et M’hamed Rebah
2018
