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Published online by Cambridge University Press: 17 August 2016
Au cours de la période qu'encadrent les deux derniers recensements généraux, la population masculine en activité a décru de 118.402 unités pour l'ensemble du Royaume, soit de 4,6%. Toutefois elle a augmenté de 17,5% dans l'arrondissement de Maaseik mais diminué de 29,2% dans l'arrondissement de Mons. Ces cas extrêmes ne sont pas isolés : l'écart-type de la distribution, pour les 41 arrondissements, des pourcentages de variation de la population active masculine, est de 10,43.
De telles disparités sont intéressantes et méritent d'être analysées à un double titre : d'une part elles complétent et éclairent d'un jour neuf les informations qu'on possède par ailleurs sur l'hétérogénéité de l'espace économique national et la diversité des fortunes économiques que les différentes régions du pays ont connues au cours de la période considérée; d'autre part elles laissent entrevoir la mise à jour possible de certaines lois d'évolution de la population active, par la mise en relation transversale de sa variabilité régionale avec d'autres variables internes ou externes.
(1) Département Travail de l’IRESP. Cet article est extrait d’un projet plus vaste en cours de réalisation sur la structure et la variabilité de la population active en Belgique, effectué à la demande de l’Office belge pour l’accroissement de la productivité.
(2) L’essentiel de la méthode suivie a déjà été exposé, lors d’une première présentation des résultats du recensement pour le Royaume. Cfr Leroy, R. L–emploi en 1964 et les premiers résultats du Recensement, Recherches Économiques de Louvain, juin 1965, pp.239–270.Google Scholar Pour la commodité du lecteur nous y faisons les emprunts nécessaires, en les augmentant des compléments utiles à la compréhension du présent article.
(3) Leroy, R. op. cit., p.246.Google Scholar
(4) Leroy, R. op. cit., p.247.Google Scholar La formulation mathématique est donnée à l’annexe 1, reprise de l’article de Leroy, R. op. cit., pp.269–270.Google Scholar
(5) Les résidus tendraient vers zéro et disparaîtraient de la formule d’évolution si celle-ci, pour des variations infinitésimales des composantes démographiques et du degré d’activité, s’inscrivait comme la différentielle totale de la fonction de population active.
(6) Flandre = 4 provinces flamandes et arrondissement de Louvain Wallonie = 4 provinces wallonnes et arrondissement de Nivelles.
(7) Cfr JaffÉ, A.J. Handbook of Statistical Methods for Demographers, U.S. Department of Commerce, Bureau of the Census, 1951, pp. 5–6 Google Scholar et Pressat, R. L’analyse démographique, Paris, P.U.F., pp. 326 Google Scholar et sv. Bien entendu le degré de certitude de l’estimation est très faible lorsque le calcul de survivants porte sur un petit nombre d’unités, ce qui est le cas pour un certain nombre d’arrondissements peu peuplés.
(8) F = 1,90, alors que F0.1 = 2,85 pour (1,38) degrés de liberté.
(9) Une première étude en ce sens a été réalisée par Marc TERMOTE (« On some spatial aspects of internai migrations in Belgium », unpublished m.a. thesis, University of Pennsylvania, Department of Regional Science, 1965) et est prolongée actuellement par lui au sein du Département Travail.
(10) Cfr Koeune, J.C. La politique migratoire en Belgique. Examen des résultats, in La Revue nouvelle, octobre 1965, pp. 268–279.Google Scholar
(11) Pensionnés et retraités; rentiers et propriétaires non exploitants; miliciens; étudiants et écoliers; personnes s’occupant exclusivement de leur propre ménage; chômeurs; autre situation.
(12) La notion de chômage est plus large et plus « behaviouriste » dans les recensements que dans les statistiques de l’Office national de l’emploi, puisqu’il englobe toutes les personnes momentanément sans emploi mais aptes au travail et désireuses de travailler, qu’elles soient salariées ou indépendantes, qu’elles soient à la recherche d’un premier emploi ou non.
(13) L’influence du processus «degré d’activité», en pour cent de la population active de l’année de base, s’écrit (cfr annexe 1) :
La déglobalisation par âge du processus est aisée puisque ce terme égale
Par ailleurs, si les taux de chômage et d’inactivité sont exprimés en pour cent de la population totale, C et I symbolisant ces taux et T étant le taux d’activité il est évident que T = 100—C—I, pour tout groupe d’âge. Dans ce cas :
et la décomposition de 
est non moins aisée.
(14) Rappelons que l’influence de chacun des sous-processus est exprimée en pour cent de la population active totale en 1947. Le processus total est donc la somme algébrique des 5 sous-processus.
(15) Vu la difficulté de connaître les effectifs d’étudiants etd’écoliers par âge et arrondissement en 1947, il ne nous fut pas possible de vérifier cette hypothèse.
Voir note (16), page suivante.
(16) Taux de chômage masculin par âge (chômeurs/population d’âge actif) 
(17) Le coefficient de variation de l’emploi minier est égal à la variation (en %) de l’emploi minier 1947–1961 pondérée par l’importance de l’emploi minier dans la population active en 1947, soit : 
(18) y = 1,23 +0,28 χ ; r = 0,85; F = 99,22 alors que F0.005 = 8,83 pour (1,39) degrés de liberté.
(19)
(20) Voir le tableau à l’annexe 5. La relation transversale qui unit l’influence du processus chômage 14–50 (y) au niveau des taux de chômage 14–50 en 1947 (Λ;) est hautement significative : y = -0,65+0,52x; r = 0,91; F = 183,8.
(21) Voir tableau à l’annexe 5.
(22) Les valeurs de F pour (1,38) degrés de liberté sont respectivement, à différents seuils de signification : 10% : 2,84 - 5% : 4,10 -1 % : 7,35 - 0,5% : 8,83.
(23) Ce fait est responsable d’une diminution de population active masculine de 5,5% dans l’arrondissement de Mons, particulièrement défavorisé à beaucoup de points de vue.