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Croissance et taille des villes : contribution à l'étude de l'urbanisation de la France au début du XIXe siècle

Published online by Cambridge University Press:  25 May 2018

Bernard Lepetit  and
Jean-François Royer
Bernard Lepetit
Affiliation:
Paris I
Jean-François Royer
Affiliation:
INSEE
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L'urbanisation de la France au xixe siècle ? Le sujet n'est pas neuf. L'influence de la taille des villes sur leur croissance ? La question semble bien simple, sinon simpliste. Pourquoi, alors, y revenir lorsqu'on ne prétend pas avoir mis au jour des sources neuves ? C'est que les résultats que l'historien peut espérer atteindre ne sont pas seulement fonction des données dont il dispose, mais tout autant de la validité de ses hypothèses de travail — implicites ou explicites — et des possibilités des outils dont il se dote. Sur ces deux plans, l'insatisfaction ressentie à la lecture des études antérieures consacrées à la croissance urbaine était certaine. La lecture en territoire économiste nous a suggéré de nouvelles formulations des hypothèses, et d'autres méthodes d'analyse. La collaboration entre le statisticien et l'historien, autrefois modestement amorcée, et l'accès à l'ordinateur, ont fini par donner naissance à ces pages, qui ne se veulent pas définitives, « ail is tentative, ail admits to revision ».

Summary

Summary

The aim of this article is explicitly to show how the size of towns may be a potentially explanatory variable of urban growth. As no new sources have been used here, this article merely takes a fresh look at the problem in the light economists' research into the economies and diseconomies of urban growth, and with the aid ofa tool as y et little used by historians, namely one or two-dimensional analysis ofvariance. When applied to towns ofover 5 000 inhabitants, this study points to a threshold effect in theperiod between 1806 and 1836 : the fact of reaching a population in the region of 5 800 can prove advantageous : but below or above that figure, differences in size seem, on the contrary, to have little effect on growth.

Type
Formes Urbaines
Information
Annales. Histoire, Sciences Sociales , Volume 35 , Issue 5 , October 1980 , pp. 987 - 1010
Copyright
Copyright © Les Éditions de l’EHESS 1980

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References

Notes

1. B. Lepetit, « L'urbanisation de la France (1794-1836). Ébauche d'un type d'approche». Bulletin de l'Institut d'Histoire économique et sociale de l'Université de Paris, n° 6, décembre 1977, pp. 1-15.

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6. « La principale transformation s'est faite par la croissance de villes moyennes de 20 à 50 000 habitants » (Pouthas, op. cit.,p. 77). « Il apparaît que les villes moyennes (20 000 à 100 000 habitants), dont on affirme souvent qu'elles ont constitué l'armature du réseau urbain français, ne contribuent qu'assez médiocrement à l'accroissement de la population urbaine française », Dupeux, op. cit.,p. 7.

7. « On peut distinguer quelques catégories et dresser le tableau suivant… », Pouthas, op. cit., p. 76.

8. Dupeux, op. cit.,p. 4.

9. « Tout naturellement,le choix s'est porté sur la limite de 5 000 habitants. Cette limite… a été préférée à la limite de 2 000 habitants pour des raisons pratiques», Bairoch, op. cit.,p. 307 (c'est nous qui soulignons).

10. Bairoch, op. cit.,p. 321.

11. M. Michel, « Ville moyenne, ville-moyen », Annales de Géographie,1977, pp. 641-685.

12. « En ce qui concerne la croissance par classe de taille, on ne peut pas déceler de tendances valables pour l'ensemble des trois siècles, ni même dans les constantes significatives d'un siècle à l'autre», Bairoch, op. cit.,p. 319.

13. Dupeux, op. cit.,p. 2.

14. Le texte de G. Dupeux développe ainsi deux études parallèles : 1) une étude statistique des villes réparties par classes de taille ; 2) des remarques sur la causalité de la croissance qui reposent sur une série d'exemples choisis « des progressions, très brillantes, de villes industrielles en premier lieu (Roubaix, Maubeuge), de ports (Marseille, Calais), mais aussi, il faut le souligner, de villes dont l'activité économique ne semble pas spécialement remarquable (Toulouse, Orange). En ce début de siècle, l'industrialisation est déjà un puissant facteur d'urbanisation (mais certaines villes industrielles reculent ou stagnent : Thiers. Tarare) ; mais ce n'est pas le seul : le rôle de la fonction commerciale et surtout celui de la fonction administrative ne sont pas négligeables, bien au contraire », op. cit.,p. 5.

15. Ainsi, E. Juillard distingue, sous la Monarchie de Juillet, trois niveaux de centres classés selon des critères administratifs, économiques et culturels. « A chacune de ces catégories ne correspondait pas de façon rigide une certaine population. Néanmoins, celle de la première se chiffrait habituellement par quelques dizaines de milliers d'habitants, celles de la deuxième par quelques milliers, celle de la troisième par moins de 3 000 », Julliard, E., « L'armature urbaine de la France préindustrielle». La Région, Paris. 1974, p. 79 Google Scholar.

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18. Rémy, J., La ville, phénomène économique, Bruxelles, 1966, p. 53 Google Scholar.

19. Qu'on pense à l'exemple, trivial, du Grand Commun du Roi à Versailles transformé en manufacture d'armes sous la Révolution puis en hôpital militaire sous la Restauration, avec, dans les deux cas. création d'emplois et frein au déclin de la ville.

20. J.-C. Perrot, op. cit.,pp. 451 et 454.

21. J. Rémy, op. cit.,p. 62.

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27. Bulletin des Lois,janvier-juin 1837, pp. 69-140.

28. Ajoutons, et cela vaut pour 1806 comme pour 1836, que la constitution, dans le cadre d'une recherche plus vaste, d'un fichier de population des villes de la fin de l'Ancien Régime à 1836 permettait le repérage d'éventuelles coquilles.

29. R. LE Mee, « Population agglomérée, population éparse au début du xixe siècle », Annales de Démographie historique,1971, pp. 455-510.

30. Archives Nationales, F20 428 à 430.

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32. Il va de soi que des formulations mathématiques précises existent pour ce qui est ici exprimé en langage « littéraire ».

33. Les deux dernières hypothèses (égalité des variances, normalité du terme aléatoire) peuvent n'être pas rigoureusement respectées sans que les procédures perdent toute leur valeur. On consultera sur ce point : Scheffe, The analysis qf variance,New York, 1959, chap. x.

34. Gibrat, R., Les inégalités économiques. Application aux inégalités des richesses, à la concentration des entreprises, aux populations des villes, aux statistiques des familles, d'une loi nouvelle, la loi de l'effet proportionnel, Paris, 1931, 296 p.Google Scholar

35. J.-C. Morand, « Taille et croissance des entreprises », Revue d'Économie politique,1967, pp. 189-211, la formule ainsi : « Une variable soumise à un processus de variation obéit à la loi de l'effet proportionnel si toute variation de cette variable à chaque étape du processus est une proportion aléatoire de la valeur initiale de la variable. ».

36. Pour une présentation très abordable au non-spécialiste, on pourra lire Viallet, F., Statistique et recherche appliquée, Paris, 1970, 269 p.Google Scholar

37. Sous l'hypothèse adverse (H I ), F’ suit une autre loi, qui dépend des effets réels du facteur A (différents selon ses modalités), qui donne par rapport à la loi précédente une moindre probabilité aux valeurs « petites » et une plus forte aux valeurs « élevées ».

38. Ce type de test, comme tout test statistique, est soumis à erreur. Par exemple, les données peuvent être telles par suite du hasard que, bien que HO soit vraie, F’ se trouve excéder F au seuil 5 %; mais on sait que ceci ne peut se produire que dans 5 %des cas ; on dit que le « risque de première espèce » est limité à 5 %.En sens contraire, il peut se faire que HO soit fausse et que cependant, F’ soit inférieur à F : on est ici en présence du risque « de deuxième espèce » dont la limite ne peut être fournie puisqu'elle dépend des effets réels des modalités de A sur X ; ce risque est évidemment d'autant plus grand que ces effets sont peu dispersés (intuitivement que H1 est près de HO).

39. Le chiffre retenu est celui de la population communale. Les agglomérations n'ont donc pas été prises en compte en tant que telles. Les résultats n'en sont guère affectés que pour Paris et Lyon. Ainsi, pour Paris, on n'a pas retenu dans les calculs les communes de Batignolles, Belleville, Bercy, Gentilly. Montmartre. Montrouge, Passy et La Villette qui ont moins de 5 000 habitants en 1806. En procédant ainsi, on minore la croissance parisienne ; mais dans une faible proportion : en 1836, ces communes ne représentent qu'une part limitée de la population totale de l'agglomération. Dans le cas lyonnais, le parti pris aboutit à une situation plus contestable. En éliminant des calculs La Croix Rousse (3 981 habitants en 1806, 17 934 en 1836) et en faisant de La Guillotière (7 300 habitants en 1806. 22 890 en 1836) une unité statistique autonome, on minore plus fortement la croissance lyonnaise d'une part, on crée artificiellement une « ville » extrêmement dynamique d'autre part (La Guillotière possède de très loin le taux de croissance maximum : 3,13 contre 2,28 pour Saint-Étienne située au second rang). Ajoutons cependant que, dans la mesure où les calculs portent sur plus de 300 observations et où les taux de croissance ne sont pas pondérés par la population des villes, cela ne remet pas en cause les résultats d'ensemble.

40. On dispose dans ce cas d'un découpage en cinq classes, soit 5 000 à 8 810 : 190 villes ; 8 811 à 15 523 : 70 villes ; 15 524 à 27 352 : 26 villes ; 27 353 à 48 194 : 13 villes ; plus de 48 194 : 9 villes. On vérifiera qu'exprimées en logarithmes, les bornes de classe sont espacées également. Ce découpage a pour lui de supposer nécessaire le même taux de croissance pour parcourir toute l'étendue de la classe.

41. E. Julliard, op. cit.,pp. 79-80.

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45. B. Lepetit, « La croissance urbaine dans la France préindustrielle : quelques méthodes d'analyse », Bulletin de l'Institut d'Histoire économique et sociale de l'Université de Paris I,n° 7, 1978, pp. 1-20.

46. Ne figurent pas, pour 86 départements, Foix, Digne, Guéret, Mézières, Privas et La Rochesur- Yon, qui ont moins de 5 000 habitants en 1806.

47. J.-C. Perrot, « Les villes françaises en 1794 », IVe Colloque de l'Association française des Historiens économistes,1977, multigr., utilise un découpage comparable, limité à six catégories.

48. Ces deux derniers tests peuvent être conduits dans l'hypothèse de nullité des interactions ; on est alors amené à remplacer le dénominateur par SAB + SR / N - q - r + 1 .

49. Les valeurs (X 100) qui mesurent l'effet des modalités du facteur taille sont les suivantes : 1 à 77: - 11.90; 78 à 154: +7,22; 155 à 231 : +2,81 ; 232 à 308 : + 1.87.

50. Les valeurs (X 100) qui mesurent l'effet des modalités du facteur fonction préfectorale sont les suivantes : non-préfectures : - 0,47 ; préfectures : + 0,47.

51. J.-C. Perrot, « Recherches sur l'analyse de l'économie urbaine au xvme siècle », Revue d'Histoire économique et sociale,1974, pp. 350-383.

52. Les valeurs (X 100) qui mesurent l'effet des modalités du facteur région sont les suivantes : côtes atlantiques : - 2,95 ; côtes médit. : - 1,79 ; Seine : - 6,25 ; Rhin : + 0,78 ; Saône-Rhône : + 20,80 ; Loire : + 2,80 ; Garonne : - 4,19 ; plaines et plateaux du nord-est : - 6,47 ; plaines et plateaux du sud-ouest: +0,67; montagnes: -3,44.

53. Quelques valeurs élevées, négatives ou positives, apparaissent au tableau des interactions. On constatera qu'elles naissent toutes dans des cases où le nombre des observations est faible.

54. Bairoch, P., Taille des villes, conditions de vie et développement économique, Paris, 1977, p. 381 Google Scholar.