Arrivée d'un nouveau Boubou Dimanche : Présentation - Page 3\nRe: Arrivée d'un nouveau Boubou Dimanche\npar Jedi » 04 Aoû 2014, 17:24\nPetite question j'ai remarqué que souvent pendant qu'il dors ou quand il a mangé on dirait qu'il a comme le hocquet ça lui fais des spasmes au ventre ça lui dure 2 ou 3 minutes et ça s'arrête... est ce que les vôtres vous font ça également?\npar Ivanohé » 04 Aoû 2014, 17:26\nIvanohé a souvent le hoquet, ça ne dure pas longtemps. il mange vite aussi, d'ailleurs tout ce qu'il fait c'est en mode speed !\npar Babou30 » 04 Aoû 2014, 17:47\nC'est normal. Le mien aussi à la hoquet moins depuis qu'il est grand\npar Jedi » 04 Aoû 2014, 17:51\nÇa me rassure alors je me faisais un peu de soucis (c'est mon premier toutou)\npar Otto » 04 Aoû 2014, 19:32\nBienvenue parmi nous Jedi !! Trop chou déjà de drôle de positions pour dormir\nIron bébé avait souvent le hoquet, maintenant ça fait un moment qu'il n'en a pas eu. Petit dès qu'il était contrarié il avait le hoquet lol\npar fiona et sarco » 05 Aoû 2014, 11:06\nNe craque surtout pas sinon fini les nuits tranquille . Enfin je dis ça , mais les Sarco et Fiona commence leur nuit dans le panier dans la chambre et des qu on s endort ils viennent sur le lit , lol . Et sincèrement j adore même si ce n est pas bien lol !\npar JOÏ » 05 Aoû 2014, 11:39\nbonjour bienvenu a vous félicitation et tu peux me croire tu vas pas le regretter le bouledogue français c'est que du bonheur\npar Jedi » 05 Aoû 2014, 11:42\nBilan de la nuit obligés de le prendre dans la chambre dans son panier parce que monsieur hurlait dans le salon à tel point que les voisins ont menace d'appeler la police a 1 heure du matin...\nDonc nuit dans la chambre avec nous il fallait que je mette la main dans son panier à chaque fois qu'il se réveillait la nuit à été courte\nSatisfaction 1 seule pipi dans la nuit et ce matin des que je l'ai sorti pipi et popo desuite il comprend vite\npar Mystik » 05 Aoû 2014, 12:14\nBienvenue à vous est à Jedi, il faut un temps d adaptation moi Mystik à pleurer la nuit pendant plu de deux semaines mais je n es pas craqué, j ai la chance de ne pas avoir de voisin sa facilité les choses. Je lui avais acheter un collier adaptil ainsi que le diffuseur et je peux dire que pour ma part sa a aidé.\npar Maître Yoda » 05 Aoû 2014, 16:28\nCourage Arthur !\nYoda a été difficile pendant 3 nuits et après il a décider de se calmer. Mais de temps en temps il pète une zine et pleure à 4h30 du mat'.\nNous aussi nous vivons en appartement et les murs sont assez fins donc à chaque fois on a peur qu'un voisin vient taper à la porte pour se plaindre...\npar Ganaï et Helmer » 05 Aoû 2014, 20:42\nAprès c'est à vous de voir si ça vous gêne dans la chambre ou pas C'est pour ça que nous ons 'a préféré dormir dans le séjour. c 'est l affaire de quelques jours j espère. Ou sinon au fur et à mesure qu il va se calmer la nuit vous pouvez reculer un peu à chaque fois le panier. Enfin on n en est pas encore là, déjà une nuit ans hurler ça serait bien! Courage!!\nPour les pipis ça n est pas du test, je crois qu un chiot se retient maxi une heure par mois.. il a deux mois.. ça fait pas la nuit complète ça\npar Jedi » 06 Aoû 2014, 14:03\nGanaï et Helmer a écrit: Après c'est à vous de voir si ça vous gêne dans la chambre ou pas C'est pour ça que nous ons 'a préféré dormir dans le séjour. c 'est l affaire de quelques jours j espère. Ou sinon au fur et à mesure qu il va se calmer la nuit vous pouvez reculer un peu à chaque fois le panier. Enfin on n en est pas encore là, déjà une nuit ans hurler ça serait bien! Courage!!\nDonc la nuit dernière toujours le panier dans la chambre par contre il faut que je mette ma main dans le panier pour qu'il puisse la renifler et s'endormir contre après bien sûr plusieurs fois dans la nuit, il pose ces deux pattes avant sur le lit pour demander à monter je l'ai même surpris cette nuit à prendre son élan pour essayer de sauter mais il est encore trop petit\npar Laya&Inaya » 06 Aoû 2014, 14:23\nEssaye sinon de mettre un de tes tee-shirt que tu as porté au préalable pour qu'il est ton odeur, ça sera plus pratique que ta main\npar Jedi » 06 Aoû 2014, 14:38\nLaya&Inaya a écrit: Essaye sinon de mettre un de tes tee-shirt que tu as porté au préalable pour qu'il est ton odeur, ça sera plus pratique que ta main\nJe lui en ai mis un mais je pense que monsieur préfère le contact corporel autre exemple quand on est là il adore s'endormir sur nos pieds\npar Laya&Inaya » 06 Aoû 2014, 14:55\nessaye une bouillotte sinon (ou pour Inaya je lui mettais une peluche que tu peux chauffer au micro onde) ! ça doit être la chaleur du corps qu'il apprécie\npar Ivanohé » 06 Aoû 2014, 16:44\n[quote="Jedi"]Bilan de la nuit obligés de le prendre dans la chambre dans son panier parce que monsieur hurlait dans le salon à tel point que les voisins ont menace d'appeler la police a 1 heure du matin.../quote]\nBen dis donc tes voisins sont pas cool, ton Boubou vient d'arriver ça va pas t'aider ça !\npar Jedi » 06 Aoû 2014, 18:12\nUne autre question (oui encore...) notre boubou avait croquette à volonté dans sa famille on a vu le vétérinaire le lendemain de notre achat il nous a dit tant qu'il est chiot vous pouvez continuer comme ça donc ce que je fais le matin je lui met 130 grammes de croquettes (les mêmes qu'il avait dans sa famille) et quand le lendemain matin je vais lui remette des croquettes il a mange entre 80 et 100 grammes sur 24h donc je me dit qu'il fait assez chaud (on est en provence) et c'est peut être pour ça c'est pour ça que j'aurais aimé avoir des avis éclairés Merci beaucoup\npar Ivanohé » 06 Aoû 2014, 18:37\nQuand ivanohé est arrivé à la maison, j'avais le verre mesureur donné par l'éleveuse mais je ne l'ai pas utilisé. Je mets au pif et selon ce qu'il mange, j'ajuste. Sachant qu'il a des "à côté" dans la journée. Entre 3 et 5 mois je répartissais en 2 repas. De toute façon faut pas trop s'inquiéter quand au dosage. Tant qu'il mange c'est pas inquiétant.\npar Ivanohé » 06 Aoû 2014, 18:38\nEt aussi ce que m'avait conseillé l'éleveuse c'est de surveiller la courbe de poids, une fois par mois.\npar Jedi » 06 Aoû 2014, 18:58\nivanohé a écrit: Quand ivanohé est arrivé à la maison, j'avais le verre mesureur donné par l'éleveuse mais je ne l'ai pas utilisé. Je mets au pif et selon ce qu'il mange, j'ajuste. Sachant qu'il a des "à côté" dans la journée. Entre 3 et 5 mois je répartissais en 2 repas. De toute façon faut pas trop s'inquiéter quand au dosage. Tant qu'il mange c'est pas inquiétant.\nmerci ça me rassure un peu quand il mange c'est des petites portions il boit un peu et il retourne jouer ou dormir je vais surveiller son poids régulièrement\npar Ponyo d amour » 06 Aoû 2014, 19:54\nUne photo de l'arrivée du petit JEDI ??\npar Jedi » 06 Aoû 2014, 20:01\nPonyo d amour a écrit: Une photo de l'arrivée du petit JEDI ??\nPage 2 j'en ai mis quelques unes\npar jojo66 » 08 Aoû 2014, 13:19\nCourage pour les nuits, nous on a eu un peu de mal et il a finis le panier sur le lit, puis jour en jour on l'éloignait ...\nMaintenant le panier est dans le salon mais tous les soir, il le tire jusqu'à la porte : histoire de savoir si on se lève\npar Jedi » 08 Aoû 2014, 14:18\njojo66 a écrit: Courage pour les nuits, nous on a eu un peu de mal et il a finis le panier sur le lit, puis jour en jour on l'éloignait ...\nIls sont malins ces boubous\npar jack13 » 08 Aoû 2014, 15:36\nJe suis heureuse de ne pas avoir eu ce souci hier soir direct sur son coussin dans le salon tout seul et on n à rien entendu jusqu a 6h qu on se lève le top j espère que ça va continuer ...avec la setter 5 ans maintenant ça a duré environ 2 mois et elle dort toujours dans la chambre\nEnregistré le: 01 Aoû 2014, 22:27\n1, 2, 3, 4par Ghost » 09 Oct 2015, 13:05\n24 Oct 2015, 10:51


Aujourd’hui, la parole est donnée à la famille Fleury, avec le grand-père Rémy, dirigeant depuis la création du club, le fils Jérôme, joueur formé au club et éducateur et responsable de la Team U17, et le p'tit fils Nathan, joueur en devenir (si il déconne pas trop !).\nUn beau jeu de 7 familles à découvrir...\nNoms, prénoms et catégories : Fleury Family's, Team AOSP\nRemy, Dirigeant et Supporter Jérôme, éducateur Team U17 Nathan, joueur Team U17n\nRémy (le papy) : " Je fais du bricolage, des mots croisés et fléchés "\nJérome (le fils) : " Jardinage, bricolage (des travaux en retard mais je sais pas pourquoi …). Depuis 2 semaines j’ai repris le travail. "\nNathan (le petit fils) : " Devoirs, console et sports… "\nRémy (le papy) : " Je n’ai pas de spécialités particulières mais j’adore cuisiner "\nJérome (le fils) : " Poissons en papillotes avec petits légumes et tant qu’on y est un magret au barbecue "\nNathan (le petit fils) : " Je ne cuisine pas mais j’aime bien manger les bons petits plats de mes parents "\nRémy (le papy) : " De l’eau !!! Mais vous n’allez pas me croire si je vais dire un p’tit verre de vin "\nJérome (le fils) : " Le goûter (chocolat, viennoiseries.) "\nNathan (le petit fils) : " Comme Robin, la console... "\nRémy (le papy) : " « OUI » bien assis dans mon fauteuil !!! "\nJérome (le fils) : " Euh oui oui, un peu d’exercices de musculation, de la marche derrière la tondeuse ou courir après le chien qui se sauve !!!! "\nNathan (le petit fils) : " Oui je suis une application sur mon téléphone tous les jours "\nRémy (le papy) : " Bien sûr, passer l’aspirateur et la serpillière "\nJérome (le fils) : " J’en ai plein, demandé aux U17, ils ont pratiqués !!!! Sinon y a le dévissage suivi d’un levée de coude et revissage "\nNathan (le petit fils) : " Le gainage sur le dos devant la télé !!!! "\nRémy (le papy) : " Retrouver ma famille et aussi mes amis "\nJérome (le fils) : " Retrouver la famille, les amis et finir mes travaux en cours... "\nNathan (le petit fils) : " Allez voir mes potes pour faire un foot au city du Landas et ma famille "\nRémy (le papy) : " De regarder un match et aussi le petit protocole du lundi matin avec mes copains Paulo et Vonvon "\nJérome (le fils) : " Le rectangle "gris" et l’ambiance du samedi avec les U17, l’équipe dirigeante et nos supporters "\nNathan (le petit fils) : " L’ambiance des matches et dans les vestiaires "\nRémy (le papy) : " Toutes les montées bien entendu de toutes les équipes du club "\nJérome (le fils) : " La saison de la montée des cadets avec "papy" Christian, une équipe de copains avec le même but à l’entrainement comme en match. Et bien d’autres comme coach des jeunes le samedi. "\nNathan (le petit fils) : " Le tournoi de Lege Cap Ferret, le beach soccer à St Marc "\nRémy (le papy) : " Il y en a trop, impossible d’en raconter une (déplacements en car avec des retours mémorables par exemple) !!!! "\nJérome (le fils) : " Y’en a plein, une petite culotte dans le sac de maillots, un bus en panne, des joueurs oubliés …. Que des moments mémorables. "\nNathan (le petit fils) : " Le rituel du nouveau joueur arrivant dans les vestiaires !!!! "\nRémy (le papy) : " Prenez soin de vous et à bientôt en excellente santé autour du rectangle vert. "\nJérome (le fils) : " Un au revoir aux U17 et à l’équipe technique du club. Finis Coach Jéjé mais sera toujours supporter des bleus ciels. Soyez patient et Continuez à prendre soins de vous et de vos proches. "\nNathan (le petit fils) : " A bientôt au stade et prenez soins de vous et de vos proches. "\nMerci Rémy, Jérôme et Nathan pour cette interview, demain une autre personne du club sera contactée pour une interview décalée, en attendant prenez soin de vous et de vos proches et à très vite autour de ce carré vert qui nous manque tant...


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Samsung Galaxy S9 Plus complètement mort et ne s’allume pas – Smart Galaxy\nSi votre Samsung Galaxy S9 Plus meurt ou s’éteint tout seul sans raison apparente et ne se rallume pas, il s’agit probablement d’un simple plantage du micrologiciel et c’est un problème mineur que vous pouvez résoudre par vous-même tant que vous savez quoi faire. Il arrive également que vous laissiez le téléphone en charge pendant la nuit et qu’au réveil, l’écran soit noir et le téléphone ne réponde pas. Ne paniquez pas car il y a toujours quelque chose que vous pouvez faire à ce sujet.\nDans cet article, je vais partager avec vous la solution que nous avons toujours utilisée pour résoudre des problèmes similaires. Je comprends que ce problème peut être grave, surtout s’il touche le matériel, mais tant que votre appareil n’est pas tombé sur une surface dure ou n’a pas été immergé dans l’eau pendant une longue période, il y a toujours une chance que vous puissiez le réparer. Vous devez faire quelque chose et si vous n’arrivez pas à le faire redémarrer, vous avez toujours la possibilité de l’apporter au magasin ou à la boutique. Lisez la suite pour savoir comment résoudre ce problème.\nAvant d’aller plus loin, si vous avez trouvé ce post parce que vous essayiez de trouver une solution à votre problème, alors essayez de visiter notre page de dépannage Galaxy S9 et S9 Plus car nous avons déjà abordé la plupart des problèmes couramment signalés avec le téléphone. Nous avons déjà fourni des solutions à certains des problèmes signalés par nos lecteurs, alors essayez de trouver des problèmes qui sont similaires au vôtre et utilisez les solutions que nous avons suggérées.\nRéparer le Galaxy S9 Plus qui s’est éteint et ne s’allume plus\nSolution alternative : Chargez le téléphone et redémarrez-le de force.\nJe ne peux vous proposer que quelques solutions et ce sont celles que nous avons utilisées pour résoudre des problèmes similaires comme l’écran noir de la mort et d’autres problèmes liés au firmware. Essayez de voir si elles fonctionneront pour vous….\nLe plus souvent, si un téléphone s’éteint et ne s’allume plus, c’est qu’il y a un problème avec le firmware et cela pourrait être le cas avec votre Galaxy S9 Plus. Je comprends qu’il puisse ne plus répondre lorsque vous appuyez sur la touche d’alimentation ou sur n’importe quel bouton, mais vous pouvez toujours considérer cela comme un problème mineur et faire le redémarrage forcé peut le réparer.\nAppuyez et maintenez le bouton volume bas et la touche d’alimentation en même temps pendant 10 secondes ou plus. C’est plus que suffisant pour résoudre le problème. Si l’appareil ne réagit pas, essayez de le faire deux fois de plus et s’il ne réagit toujours pas, essayez ceci.\nAppuyez et maintenez le bouton de volume bas en premier et ne le relâchez pas encore.\nIl s’agit essentiellement de la même procédure que la première, sauf que nous nous assurons cette fois que le bouton de réduction du volume est enfoncé avant la touche d’alimentation, car si vous faites autrement, vous n’obtiendrez pas le même résultat.\nIl est possible que la batterie se soit complètement vidée et qu’à cause de cela le firmware ait planté au lieu d’éteindre l’appareil correctement. Lorsque cela se produit, vous avez déjà deux problèmes en un seul paquet, mais le fait est que votre téléphone ne répond pas et ne s’allume pas si c’est le cas parce qu’il n’y a pas de batterie et pire, l’appareil ne se charge même pas. Voici ce que vous devez faire :\nBranchez le chargeur sur une prise secteur qui fonctionne.\nÀ l’aide du câble d’origine, connectez votre téléphone à son chargeur.\nQue le téléphone indique qu’il est en charge ou non, laissez-le connecté au chargeur pendant au moins 10 minutes.\nMaintenant, appuyez et maintenez le bouton de volume bas en premier et ne le relâchez pas encore.\nMaintenez les deux touches enfoncées pendant 10 secondes ou plus pendant que l’appareil est connecté à son chargeur.\nSi le problème est le même que celui que nous avons mentionné précédemment, votre téléphone devrait déjà démarrer maintenant. Cependant, si l’appareil ne répond toujours pas après cela, il est temps de le ramener au magasin et de le faire vérifier par un technicien ou de négocier un remplacement.


28 décembre 2020 à 18h52\nLa série des OnePlus 9 serait privée de téléobjectif selon un nouveau leak en provenance de Chine. De plus en plus populaire, ce type de lentille ne serait même pas présente sur le OnePlus 9 Pro.\nLe OnePlus 9 Pro sera certifié IP68 et résistant à l'eau\nQuatre capteurs photo pour le OnePlus 9 Pro\nOnePlus avait pourtant incorporé un tel capteur photo sur le OnePlus 8 Pro . Pour rappel, un téléobjectif permet de réaliser des zooms de qualité en s'appuyant sur l'optique et non pas seulement sur le logiciel. Cette fonction est disponible sur de nombreux modèles haut de gamme de bien des constructeurs et on ne sait pas pourquoi OnePlus semble tirer un trait dessus.\nLe OnePlus 9 devrait être équipé d'un triple capteur photo et le OnePlus 9 Pro d'un quadruple capteur photo. Étant donné l'absence de téléobjectif, on peut miser pour ce dernier sur un dispositif composé d'une caméra principale, d'un ultra grand-angle, d'une lentille macro pour les gros plans et d'un capteur de profondeur, comme sur le OnePlus 8T .\nPas de téléobjectif, un choix que je regrette. Fidèle à OnePlus depuis son lancement, j’ai arrêté au OnePlus 7 Pro, je ne suis pas passé au 8, j’attendais la 9, mais il semble qu’il sera aussi décevant que la 8, dommage.\nNever settle… mon oeil !\nPersonnellement la photo ne m interresse pas, seul le SOC et l écran de grande taille. Dommage que le 9E n est pas grand écran comme le pro.\n29/12/2020 Bons plans VPN


CONTEXTO POLÍTICO: La "performance" incroyable d'un ministre de la Défense\nLa "performance" incroyable d'un ministre de la Défense\nLa relation entre les civils et les militaires au Brésil n'a jamais été le meilleur, sauf dans des circonstances très particulières. La subordination de l'armée au pouvoir civil - l'un des piliers de la consolidation des régimes démocratiques - au Brésil, n'a jamais été plus qu'une utopie. Les ministres de la défense civile ne sont que des figures de proue, admis dans l'établissement militaire dans des conditions bien connues. Une grave erreur d'imaginer que les commandants militaires soumettent à leurs ordres, en dépit de l'axiome sacré de la hiérarchie entre eux. Car il se produire certaines nominations surprenantes, mais dans un contexte prévu étant donné la «pertinence» de ces rendez-vous. À un moment donné, l'administration Lula, a été nommé à un conseil spécial qui dossier ancien guérillero de la guérilla Araguaia Jose Genoino. On ne sait pas très bien qu'il pourrait aider les militaires à prendre soin de la défense et de la souveraineté nationale, bien que nous ayons tout le respect pour sa personne. Même les communistes ont déjà pris ce dossier, bien que cela constituerait un signe de plus que nos communistes, donc non caractérisé, pas Metem plus peur à personne, et encore moins l'establishment militaire.\nComme je l'ai dit, comme il est un rôle purement décoratif, peu importe ce que le nom est mentionné pour ce dossier, une fois que la commande est même parmi les commandants militaires. Même l'exigence minimale d'une certaine affinité avec les questions de défense nationale est nécessaire de ceux qui assument ce dossier. Peut-être à cause de cela, les civils qui ont pris ce ministère dans les gouvernements précédents sont restés très discrets dans le bureau. Mais d'autre part, on ne peut pas nier le fait que ce gouvernement a des caractéristiques très spécifiques. Le choix de ses membres n'a pas eu lieu en fonction de technique, mais politique. A de rares exceptions, les acteurs politiques organiquement liés aux funes du coup d'Etat qui a conduit au départ du président Dilma Rousseff ont été choisis. Paiement du butin. À cet égard, il est logique que relativement petit parti comme le PPS a deux ministères dans ce gouvernement: Culture et de la défense.\nIl y a un dicton populaire qui nous recommande de fermer la bouche pour éviter les moustiques. Cela semble avoir été la stratégie adoptée par les noms de famille qui occupaient ce dossier à l'exception du Pernambuco Raul Jungmann, qui parle pour les coudes. Mais si nous ne comprenons pas un sujet, la prudence nous dit d'écouter plus que parler. Ce soin primaire ne semble pas avoir été suivi par le ministre Raul Jungmann, tel est de se prononcer sur les questions, finit par extrapolant les pouvoirs de son ministère et inférer sur les questions liées à d'autres dossiers, tels que votre dernière déclaration au sujet de la construction souvent une nouvelle prison dans l'état de Pernambuco. Tout d'abord, le fait que la construction de nouvelles prisons ne représentent pas du tout une solution à la grave crise dans notre système pénitentiaire. Ensuite, parce que ce n'est pas leur domaine d'expertise, mais le ministère de la Justice, dirigé par Alexandre de Moraes.\nNous ne voulons pas ici de commettre l'imprudence de faire une inférence, mais il y a des indications claires que - si elle n'a pas été celui qui a suggéré - il semble au moins raisonnable d'en déduire que Raul Jungmann d'accord avec l'entrée des forces armées brésiliennes dans les prisons, où demandée. L'enthousiasme avec lequel lui et le président Michel Temer aborder la question ne laissent aucun doute à ce sujet. Michel Temer fait référence à la proposition "bold". Nous dirions que «gras», mais profondément erronée. L'entrée d'armes, de téléphones et de la drogue dans les prisons parcourut le contrôle des entités étatiques. Par ailleurs, ce sont les fonctionnaires qui, dans certains cas, facilitent l'entrée des armes, de drogues et de téléphones cellulaires dans les prisons. Pour avoir une dimension de ce problème, l'émeute récente dans les prisons Bauru commencé à partir de la saisie d'un de ces appareils qui étaient en possession de l'un des détenus.\nDans un premier temps, ne démérite aux forces armées brésiliennes, ne pense pas qu'ils sont plus compétents pour effectuer une telle tâche que les agents de l'État qui exercent déjà cette fonction. Et ce qui est observé? Peu après les analyses détaillées, des stations de télévision présentent des prisonniers armés scènes et parler normalement par les téléphones cellulaires. Ici, à Pernambuco, en tant que rédacteur d'un blog qui traite des questions relatives à la sécurité publique, nous n'avons pas le numéro de téléphone d'un certain secrétaire d'Etat. Le "porte-clés" du complexe pénitentiaire Anibal Bruno ont. Certains détenus de la colonie pénitentiaire du Bon Pasteur ont été pris dans le réveillon du Nouvel An arrosé avec de la cocaïne. Rien ne nous suggère que la présence de l'armée dans les prisons brésiliennes peut changer cette image. Au contraire, il peut l'aggraver, en élargissant les zones de conflit entre les détenus aux autorités de l'Etat.\nPostado por José Luiz Gomes às 17:58


Moule pop cake pas cher – Poêle cuisine inox\nMoule pop cake pas cher\nDécouvrez nos réductions sur l’offre Moule pop cakes sur Cdiscount. Livraison rapide et économies garanties ! Découvrez nos réductions sur l’offre Moule a pop cake sur Cdiscount.\nDécouvrez nos réductions sur l’offre Moule pop cake sur Cdiscount. Découvrez nos réductions sur l’offre Moule popcake sur Cdiscount.\nChoix de moules silicone pour toutes vos envies gourmandes, moule céramique,. Moule à gâteau cake pops : découvrez les sélections Deco. Pour acheter votre produit moule cake pop pas cher, et profiter des meilleurs prix moule cake pop : Foncez sur Rueducommerce : le choix, le service et la . Pour acheter votre produit moule pop cake pas cher, et profiter des meilleurs prix moule pop cake : Foncez sur Rueducommerce : le choix, le service et la . Tout pour réaliser de merveilleux Pop Cake, laissez aller votre imagination et.\nPour acheter votre produit moule silicone pop cake pas cher, et profiter des meilleurs prix moule silicone pop cake : Foncez sur Rueducommerce : le choix, . Pour acheter votre produit kit cake pops pas cher, et profiter des meilleurs prix kit. Coffret Kit pour faire des Pop Cake comprenant :-Un moule à pop cake 20 .\nVous ne pouvez pas ne pas connaître ces sucettes de gâteau glacées, colorées et décorées : les stars du goûter des petits et des grands. Le moule à popcakes 025018V09M0de Lékué vous permettra de réaliser délicieuses sucettes. Préparer puis verser votre pâtes dans les cavités, . Découvrez la recette Cake Pops Tout Chocolat – Version moule en silicone sur cuisineactuelle. Découpoirs, moules, et tout le nécessaire pour le Cake design.\nPour vos muffins, manqués, tartes, cakes, madeleines, Cerf Dellier a choisi pour vous toute une gamme de moules en silicone adaptés à toutes les utilisations et . Il y avait très longtemps que je n’y étais pas passé mais là j’avais besoin d’un. Angleterre, des grands et ça coutait cher, dans les livres. Rien de plus facile avec ce moule que de faire des cakes pops, .\nBalai vapeur black et decker fsmh16151


Publié le 04/11/2016 à 09:39 - Mise à jour à 09:54\nJusqu'à ce vendredi 4 novembre, c'était Pete Doherty qui était programmé pour faire la réouverture, le 16 novembre, du Bataclan. Mais le chanteur, auteur, compositeur et interprète de rock anglais n'aura pas la chance de faire cette première puisque ce sera son homologue britannique Sting qui s'en chargera. Le concert de l'ancien chanteur du groupe The Police aura lieu le 12 novembre soit à la veille du premier anniversaire des attentats qui avaient causé la mort de plus de 132 morts dont 90 rien que dans la salle du Bataclan.\nAnnoncé par la presse, l'information a tout de même été confirmé par le chanteur Sting à l'aide d'un tweet publié ce vendredi 4 à huit heures du matin.\nQuelques informations annoncées par BFMTV donnent des indications sur le déroulement de cette soirée qui donnera un sentiment d'hommage envers les victimes. Tandis que le concert de Pete Doherty affiche déjà complet depuis plusieurs semaines celui de Sting verra quelques places mises en vente. Néanmoins, la plupart d'entres elles seront réservées. La chaîne d'information en continu affirme que: "pour l'occasion, la sécurité a été renforcée, avec notamment un nouveau système d'ouverture de portes (...) Une équipe de sécurité et des agents de la préfecture de police seront mobilisés".\nLe groupe Eagles Of Death Metal, originaire de Californie aux États-Unis, sera présent dans la salle du Bataclan non pas pour jouer mais afin de participer à une cérémonie d'hommage en compagnie des familles de victimes et des rescapés. Le chanteur de ce groupe, qui était sur scène lors de l'attaque des terroristes islamistes dans la salle de concert, avait récemment fustigé la sécurité de la salle. Des propos qu'il avait appuyé par des déclarations racistes: "certains que les terroristes étaient là très tôt. Je me me souviens d'eux en train de fixer mon pote. J'ai juste mis ça sur le compte de la jalousie des Arabes à notre égard. Quand un musulmam voit un Américain un peu baraqué et avec des tatouages il le fixe. J'ai compris plus tard qu'il s'agissait d'Abdeslam qui regardait mon ami, pensant certainement qu'il s'agissait d'une menace. Il n'y a aucun doute que les terroristes étaient déjà à l'intérieur, d'une manière ou d'une autre".\nMais pour le 12 novembre exit les préjugés et les tensions et place au souvenir et à la fête. Une plaque commémorative avec les noms des victimes sera apposée devant le Bataclan.\nL'attentat du 13 novembre avait fait plus de 130 morts en France dont 90 rien qu'au Bataclan.


Séances photo famille grossesse et maternité en Alsace.\nPhotographe de famille, grossesse et maternité, en Alsace\nRetrouvez un petit pèle mêle des séances photo famille, grossesse et maternité réalisées dans la région Alsace, principalement autour de Strasbourg.\nJe ne propose pas de séance photo en studio, tout est en lumière naturelle dans le style Lifestyle. Le but de ces séance est de capter de réelles émotions et de sortir du côté trop posé. Mes photos sont assez contrastées, subtilement sombres et claires à la fois. Vous ne trouverez pas de posing de votre bébé car j’aime capturer la simplicité et le naturel de votre famille.\nVous pouvez m’envoyer un message si vous souhaitez immortaliser un moment précis de votre vie comme une grossesse ou simplement passer un moment avec vos enfants, votre famille, vos parents, frères et soeur. Je suis toujours ravie de réaliser également les premiers clichés de votre bébé, dans un esprit Lifestyle, la vraie vie et les vraies émotions.\nContactez-moi à votre tour si vous souhaitez passer sous mon objectif, ce sera un plaisir de vous rencontrer.


INFOS ET CONDITIONS | La petite Clairière\nCOMMANDES,LIVRAISONS ET PROCESSUS DE FABRICATION\nPour la France, votre commande est expédiée rapidement en lettre suivie pour les housses seules ou colissimo pour les housses avec coussin de garnissage. Les frais de port sont calculés en fonction de vos achats. Vous bénéficierez d'un numéro de suivi de vos colis, qui vous permettra de savoir à tout moment où en est votre livraison.\nPour toute commande passée depuis l'étranger, merci de me contacter pour les modalités d'envoi.\nLes motifs sont imprimés en petites quantités, si le modèle n'est plus en stock il est possible de le commander via le fomulaire de contact. Dans ce cas il y a un delai d'environ 2 semaines, le temps de faire imprimer le tissu, de confectionner le coussin et de vous l'envoyer.\n2: le processus de fabrication\nLes éléments du site, textes et photos de la petite clairière sont et restent la propriété intellectuelle et exclusive de son auteur. Personne n’est autorisé à reproduire, exploiter, rediffuser, ou utiliser à quelque titre que ce soit, même partiellement, des éléments du site. La petite clairière est titulaire des droits de propriété intellectuelle sur le site et du droit de diffuser les éléments figurant sur la boutique en ligne (textes et photos). Les textes sont protégés par droits d’auteur. A ce titre et conformément aux dispositions du Code de la Propriété Intellectuelle, la reproduction partielle ou totale, sur quelque support que ce soit, des éléments composant le site, leur utilisation ainsi que leur mise à disposition de tiers sont formellement interdits.


Mise au point sur la suite de mes histoires | Yunie's Stuff\nHome Histoires Infos Mise au point sur la suite de mes histoires\nMise au point sur la suite de mes histoires\nYunie 10:48 Ajouter un commentaire Edit\nQuelques nouvelles au sujet de mes prochains textes !\nCrédits : Kaori Yuki, Angel Sanctuary\nComme vous pouvez le constater, la publication de Prisonnière de son cœur est momentanément arrêtée. Je considère cette histoire comme mon œuvre principale et je m'interroge quant aux éventuels risques de l'exposer dans le vaste monde qu'est internet. Elle est issue d'une véritable réflexion et contient tout ce que je souhaite transmettre : l'amour, la passion, le bien et le mal.\nOu comment les personnages qui ont une part d'ombre et qui sont rejetés ou cachés peuvent développer des idées positives et sont l'occasion d'interroger la part obscure de l'homme. L’élément déclencheur qui insuffle les ténèbres dans un cœur pur, le retour à la lumière. Les protagonistes incarnent le miroir de nos propres fantasmes, angoisses, pulsions et permettent une catharsis.\nC'est une histoire travaillée, que je travaille d'ailleurs encore beaucoup (malgré le temps qui me fait cruellement défaut) et à laquelle je tiens énormément. Je souhaite sincèrement vous en faire profiter, mais je ne voudrais pas risquer que cela me desserve au niveau de la future publication dont je rêve. Pour le moment, je laisse en ligne le prologue et les chapitres un et deux. Vous pouvez les lire ici.\nDeuxième point, je continue d'écrire des textes courts ! Ils représentent pour moi un pur exercice de style et sont un bon moyen pour transmettre un sentiment ou une émotion. Petit scoop, je travaille sur une potentielle petite sœur de Frénésie...\nEnfin, si je mets de côté Prisonnière de son cœur, il n'est pas exclu que je vous offre une autre histoire. Attention, cela dépendra aussi du temps dont je dispose pour écrire ! Car continuer PDSC de mon côté et démarrer une histoire en parallèle, ce n'est pas rien. Et aussi, je n'écris pas sans but. Par rapport à cette fameuse histoire, il pourrait s'agir de Forbidden Love (titre provisoire) dont j'ai déjà réalisé une ébauche.\nOu bien, une nouvelle totalement exclusive et... littéralement démoniaque. Avec une certaine dimension érotique. Attention, je ne compte pas verser dans l'explicite, mais mes textes ont toujours manifesté une certaine sensualité et celui-ci pourrait bien l'être encore plus.\nEn somme, n'hésitez pas à me communiquer vos envies et ce que vous aimeriez me voir écrire ! Je vais réfléchir un peu à tout cela et continuer à produire régulièrement (à défaut de la quantité, comptez sur ma passion au service de la qualité !) des textes isolés en attendant. Lorsque vous serez un peu plus nombreux à suivre le blog, je pourrais mieux répondre à vos attentes. À condition qu'elles s'inscrivent dans mon registre, bien évidemment...\nPour être tenu au courant de toutes les informations concernant la suite de mes histoires, rejoignez ma page Facebook !


Les modèles log-linéaires de flux migratoires | Tools for Demographic Estimation\nAccueil » Outils d’estimation démographique » Migration » Les modèles log-linéaires de flux migratoires\nJS Little and J Raymer. 2013. "Les modèles log-linéaires de flux migratoires". In Moultrie TA, RE Dorrington, AG Hill, K Hill, IM Timæus and B Zaba (eds). Tools for Demographic Estimation. Paris: International Union for the Scientific Study of Population. http://demographicestimation.iussp.org/fr/content/les-mod%C3%A8les-log-lin%C3%A9aires-de-flux-migratoires. Accessed 27/03/2022.\nWed, 22/04/2015 - 10:06 — Tom Moultrie\nMesure directe |\nIntroduction aux applications des modèles\nLe système de modèles log-linéaires offre plusieurs techniques intéressantes pour l’étude et l’estimation des flux migratoires dans le cadre d’un ensemble de régions. Jusqu’à présent, ces méthodes ont été le plus souvent appliquées à l’étude des migrations internes dans des groupes de régions définies comme unités administratives infranationales. Mais elles ne se limitent pas aux migrations internes, et on peut les appliquer également aux migrations internationales ( Raymer 2007 ).\nOn définit un flux migratoire comme le nombre de migrations d’une région vers une autre observées sur une période déterminée. Il existe diverses manières de comptabiliser les migrations, et elles peuvent donner des résultats différents. Par exemple, Rees et Willekens (1986) font une distinction entre les registres de population, qui dénombrent les changements de résidence interrégionaux sur une période donnée, et les recensements, qui comptent les individus qui, à la date du recensement, vivent en un lieu différent de l’endroit où ils résidaient au début de la période d’observation.\nQuelle que soit la méthode de mesure des flux migratoires, il est de tradition de les présenter sous forme de tableaux de contingence. Ce sont des tableaux carrés où sont consignés les nombres de déplacements entre régions d’origine et régions de destination. Les flux d’une telle matrice de migrations peuvent être parfaitement reproduits par le modèle à composantes multiplicatives, qui est un modèle log-linéaire saturé (c’est-à-dire où il y a autant de paramètres estimés que de points de données). Il a été utilisé par Willekens (1983) , Rogers, Willekens, Little et al. (2002) et Rogers, Little et Raymer (2010) pour représenter la matrice des flux entre régions, et par Raymer et Rogers (2007) , Raymer, Bonaguidi et Valentini (2006) et Rogers, Little et Raymer (2010) pour modéliser la structure des flux interrégionaux par groupes d’âge. Les composantes multiplicatives sont susceptibles d’interprétation et facilement utilisables pour décrire le régime des migrations entre les régions étudiées ( Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ). Si on les a calculées pour plusieurs séries de flux interrégionaux, relatives, par exemple, à des périodes différentes ou à des sous-populations différentes définies par l’âge, le sexe ou la race, les composantes multiplicatives peuvent servir à comparer les régimes de migration de ces diverses populations.\nOn peut utiliser les méthodes log-linéaires pour justifier des représentations simplifiées des régimes de migration, qui sont moins lourdes que le modèle saturé. La pertinence d’un modèle restreint est déterminée par l’adéquation entre les flux calculés et les flux observés et par le recours aux méthodes statistiques d’évaluation de la qualité d’ajustement. Si le modèle restreint convient, c’est-à-dire s’il s’ajuste bien aux données, on peut l’utiliser pour une estimation indirecte des flux. Le modèle d’indépendance, par exemple, repose sur l’hypothèse que les flux interrégionaux sont distribués conformément à la répartition qui aurait pu être prédite sur la base des distributions marginales des flux par régions d’origine et de destination. Si le modèle d’indépendance est validé, on peut prédire les flux interrégionaux et les estimer indirectement, mais avec précision, si les flux totaux d’entrée et de sortie de chacune des régions sont connus.\nParfois, on fait l’hypothèse que la structure des migrations est invariante par rapport aux facteurs tels que le temps, l’âge, le sexe et la race. Ces hypothèses peuvent être traduites et testées par des modèles log-linéaires. Portant sur des niveaux de migration différents, plusieurs recherches ont montré la remarquable stabilité des régimes de migration, en particulier les taux par âge, en fonction du temps ( Mueser 1989 ; Nair 1985 ; Snickars et Weibull 1977 ). D’autres travaux ont montré la cohérence des structures par âge des migrations interrégionales au cours du temps ( Raymer et Rogers 2007 ). En outre, la courbe de migration par âge des groupes les plus jeunes, que l’on peut élaborer à partir des effectifs par lieu de naissance, s’est révélée, dans certains cas, être un « proxy » du niveau de migration et a permis d’évaluer la migration des groupes les plus âgés ( Raymer et Rogers 2007 ; Rogers, Little et Raymer 2010 ).\nTous ces travaux ont préparé le terrain pour l’élaboration de la méthode des offsets en tant qu’excellent outil d’estimation indirecte des flux migratoires. C’est une application particulière de la modélisation log-linéaire, qui plaque une structure de migration connue sur une série de flux migratoires interrégionaux qui peut comporter des lacunes ou des valeurs douteuses. Avec cette méthode, le schéma de migration connu d’une certaine période peut être adapté de celui d’une autre période. De plus, quand les flux sont répartis par âge, on peut appliquer la structure des flux interrégionaux par âge d’une période à une autre période. Enfin, Raymer et Rogers (2007) ont montré que le niveau de la migration des petits enfants peut être utilisé, avec la méthode des offsets, pour évaluer indirectement les flux migratoires des personnes âgées.\nDiverses applications des modèles log-linéaires, avec les hypothèses correspondantes, sont détaillées dans les sections qui suivent, en commençant par le cas à deux variables, c’est-à-dire l’analyse des flux par origine et destination. Dans cette section, ayant défini le modèle log-linéaire dans le cadre de matrices de flux à deux dimensions, nous calculerons et nous interpréterons les formes multiplicative et additive du modèle saturé. Le modèle log-linéaire d’indépendance et le modèle de quasi-indépendance « limité aux migrants » seront exposés, avec quelques illustrations et une brève description des méthodes d’évaluation de la qualité d’ajustement.\nCette section s’achèvera sur une illustration de l’emploi de la méthode des offsets pour estimer indirectement les flux interrégionaux d’une période à partir de la structure de ceux d’une autre période. Si on dispose des flux migratoires de deux périodes différentes, on peut tester l’hypothèse d’invariance par rapport au temps avec un modèle log-linéaire et la méthode des offsets. Nous examinerons les modèles qui répartissent les flux d’origine et de destination par groupes d’âge. Nous terminerons par une illustration de la manière dont le modèle multiplicatif prenant en compte l’âge peut, en association avec la méthode des offsets, servir à l’estimation indirecte des flux interrégionaux par âge d’une autre période.\nApplications du modèle à deux variables\nPour illustrer le modèle log-linéaire à deux variables, nous considérons les migrations, observées en 1973 et en 1976, entre communes néerlandaises groupées en six catégories selon leur degré d’urbanisation. Les données, publiées par Willekens (1983) , sont présentées dans le tableau 1. Dans cet exemple, il y a deux variables, la région d’origine (O) et la région de destination (D). Aucune d’elles n’est désignée comme la variable dépendante. Le résultat peut prendre la forme des flux migratoires interrégionaux, notés nij, dans la variante multiplicative du modèle, ou celle des logarithmes naturels des flux, notés ln(nij), dans la variante additive.\nLes décompositions du modèle saturé, reproduisant chacune parfaitement les données observées, sont décrites dans les sous-sections présentant le modèle à composantes multiplicatives et le modèle additif linéaire, et trois techniques d’estimation indirecte sont illustrées dans les trois sous-sections suivantes, consacrées au modèle d’indépendance, au modèle de quasi-indépendance et à la méthode des offsets.\nTableau 1 Migrations entre communes selon le degré d’urbanisation*, Pays-Bas, 1973 et 1976\nA. Migrations 1973\nB. Migrations 1976\n*1 : communes purement rurales\n2 : communes rurales industrielles\n3 : communes de résidence des navetteurs\n4 : villes à caractère rural et petites villes\n5 : villes moyennes\n6 : grandes villes (plus de 100 000 habitants)\nSource : Bureau central des statistiques, La Haye.\nApplication 1 : Le modèle à composantes multiplicatives\nLa forme multiplicative du modèle log-linéaire saturé, dite modèle à composantes multiplicatives, reproduit les éléments de la matrice des flux de la manière suivante :\nComme tous les modèles saturés, ce n’est pas, à proprement parler, un modèle, mais une manière de représenter les données. nij est le flux observé de la région i vers la région j, et les paramètres mesurant l’effet des facteurs intervenants sont T, Oi, Dj et ODij. Ainsi, chaque flux de i vers j, occupant une cellule dans les matrice 6 × 6 du tableau 1 (hors marges), peut être représenté par une équation de la même forme que l’équation 1, avec la série de paramètres correspondante. T représente l’effet global de l’ensemble des facteurs intervenants, Oi l’effet de la région d’origine, Dj celui de la région de destination, et ODij l’effet de l’interaction entre Oi et Dj. Pris tous ensemble, les paramètres du modèle saturé représentent la structure spatiale de la migration ( Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ).\nDeux séries différentes de paramètres satisfaisant le modèle à composantes multiplicatives ont été utilisées dans les recherches sur la migration. Nous les présentons toutes les deux ici. Chacune offre une manière différente de représenter et d’interpréter le régime de migration. On appelle la première « calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique » (en anglais : geometric mean effect coding) ( Knoke et Burke 1980 ; Willekens 1983 ), et la seconde « calcul des effets des facteurs sur la base du total général » (en anglais : total sum reference coding) ( Raymer et Rogers 2007 ; Rogers, Little et Raymer 2010 ). Un troisième modèle à composantes multiplicatives est développé dans la sous-section consacrée au modèle log-linéaire additif.\nApplication 2 : Calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique\nLe calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique a été la première décomposition de l’équation 1 utilisée dans l’analyse des migrations. Proposé par Birch (1963) , il est, par sa forme, équivalent au modèle de gravitation ( Willekens 1983 ). Le tableau 2 présente les composantes multiplicatives résultant de l’application du calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique aux données néerlandaises du tableau 1. Notons que la composante globale (T) se trouve dans les totaux généraux du tableau, les composantes de la région d’origine (Oi) dans les totaux de lignes, les composantes de la région de destination (Dj) dans les totaux de colonnes, et les composantes de l’interaction origine-destination (ODij) dans les cellules intérieures des deux matrices (hors marges).\nTableau 2 Composantes multiplicatives obtenues par application du calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique\nL’effet global, T, est décrit comme la constante de proportionnalité ou l’effet principal de la taille ( Willekens 1983 ). C’est la moyenne géométrique de tous les flux interrégionaux :\nT= [ ∏  ij n ij ] ( 1 m × m ) ,\noù m est le nombre de régions d’origine (lignes), égal au nombre de régions de destination (colonnes). T est égal à 17 168,003 en 1973 et à 16 401,919 en 1976.\nPour une région déterminée i, l’effet principal de cette région d’origine est le rapport de la moyenne géométrique des flux partant de i à la moyenne géométrique générale.\nO i = 1 T [ ∏  j n ij ] 1 m .\nL’effet principal Oi mesure l’importance relative de la région i comme source de migrations ( Alonso 1986 ). Par exemple, selon les données de 1973, l’effet de région d’origine des communes de la 4e catégorie est égal à :\nO 4 = 1 17 168,003 [23 457×14 169×4 431×10 209×9 386×10 973] 1 6 =0,627 .\nC’est le plus faible des effets de région d’origine (lignes), ce qui signifie que la 4e catégorie était la moins importante des sources de migrations en 1973.\nDe même, l’effet principal de la région de destination, Dj, mesure l’importance relative de la région j comme destination des migrants. C’est le rapport de la moyenne géométrique de la colonne j à la moyenne géométrique générale, et sa formule est :\nPar exemple, pour les communes de la 4e catégorie, l’effet de région de destination en 1973 est égal à :\nD 4 = 1 17 168,003 [21 846×14 326×6 266×10 209×13 160×25 012] 1 6 =0,798 .\nTous les autres effets, en ligne comme en colonne, se calculent de la même manière. Chaque effet est égal au rapport de la moyenne géométrique des éléments d’une ligne (ou d’une colonne) à la moyenne géométrique générale. Ils sont l’équivalent des facteurs d’équilibre du modèle de gravitation ( Willekens 1983 ).\nOn peut comparer ces effets entre régions et entre périodes. Par exemple, la 6e catégorie était la plus importante source de migrations en 1973 (1,903 est supérieur à tous les autres effets de région d’origine) et en 1976 (1,712 est supérieur à tous les autres effets de région d’origine). La 1re catégorie était moins importante comme destination des migrations en 1976 qu’en 1973 (0,768 est inférieur à 1,711), et, en 1973, elle était moins importante comme origine que comme destination (1,180 est inférieur à 1,711).\nLes cadres A et B du tableau 2 sont parfois appelés matrices d’interaction spatiale. Ils contiennent les effets d’interaction ODij de l’équation 1, et chaque effet est égal au rapport du flux observé entre i et j au flux calculé, qui est le produit des trois autres paramètres. La formule est :\nChaque ODij exprime l’écart entre le flux observé, nij, et le flux calculé sous l’hypothèse d’indépendance entre région de destination j et région d’origine i, c’est-à-dire (T)(Oi)(Dj). On interprète ces coefficients comme des indicateurs d’accessibilité, ou de facilité d’interaction ou d’attractivité entre deux régions ( Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ).\nDes valeurs égales à 1,0 signifient l’indépendance, c’est-à-dire l’absence d’association entre origine et destination. Selon l’équation 1, si un coefficient ODij vaut 1,0, nij est déterminé uniquement par les valeurs de T, Oi et Dj. Un écart par rapport 1,0 dans n’importe quel sens est le signe d’une association entre origine et destination. Des valeurs supérieures à 1,0 représentent des niveaux d’accessibilité/attractivité supérieurs aux attentes, et des valeurs inférieures à 1,0 représentent des niveaux d’accessibilité/attractivité inférieurs aux attentes.\nComme les effets de la diagonale de 1973 sont généralement supérieurs à 1,0, il semble que, de manière imprévue, les migrants aient été attirés par des destinations appartenant à la même catégorie que leurs communes d’origine. La 6e catégorie fait exception : les migrants originaires de grandes villes de plus de 100 000 habitants étaient plus attirés par des communes de navetteurs (3e catégorie) que par d’autres grandes villes (2,015 est supérieur à 0,676).\nLe tableau 2 présente tous les paramètres dont on a besoin pour reproduire les flux de 1973 et de 1976. Pour vérifier que n’importe quel flux du tableau 1 peut être reproduit par les composantes multiplicatives, prenons, par exemple, le flux de la 2e catégorie vers la 3e en 1973 :\nn 2,3 =6 953 =17 168,003×0,962×0,644×0,653 .\nLes valeurs des paramètres ne sont pas toutes indépendantes les unes des autres. En d’autres termes, les valeurs de certains paramètres peuvent être déduites de celles des autres. Pour une année d’observation et pour toutes les combinaisons de i et de j, il y a 36 effets d’interaction, 6 effets principaux de la région d’origine et 6 de la région de destination, ainsi qu’un effet général, comme on le voit dans le tableau 2. Mais ces 49 paramètres, pour chaque année, ont été établis à partir de 36 flux observés seulement, ce qui veut dire que 13 paramètres sont redondants. Autrement dit, 13 des 49 paramètres peuvent être déduits des 36 autres, et la relation entre les paramètres est déterminée par les contraintes suivantes associées au calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique. La première série de contraintes oblige les produits des effets principaux de la région d’origine (et ceux de la région de destination) à être égaux à 1. Ce qui s’écrit :\n ∏ i O = i 1  et  ∏ j D = j 1 .\nLa deuxième série de contraintes concerne les éléments d’interaction de chaque ligne et de chaque colonne : les produits des éléments intérieurs de chaque ligne (et de chaque colonne) doivent être égaux à 1. En d’autres termes, si cinq des effets d’interaction associés à une région d’origine (ou de destination) sont connus, le sixième s’en déduit automatiquement. Ceci s’écrit :\n ∏ i O = ij 1 et  ∏ j D = ij 1 .\nEn général, s’il y a m régions, il y a m2 paramètres linéairement indépendants et 1+m+m+(m×m) composantes multiplicatives. Pour l’ensemble des calculs des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique, voir le tableau 2 de la feuille de calcul Multiplicative Components du manuel d’exercices en ligne.\nApplication 3 : Calcul des effets des facteurs sur la base du total général\nLe calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique, qui utilise la moyenne géométrique comme valeur de référence, est le plus ancien mode de décomposition employé pour décrire la migration ( Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ; Willekens 1983 ). Mais récemment, le calcul des effets des facteurs sur la base du total général est devenu plus populaire ( Raymer et Rogers 2007 ; Rogers, Little et Raymer 2010 ). Les deux types de décomposition satisfont l’équation 1, mais le calcul des effets des facteurs sur la base du total général est plus transparent. Par exemple, l’effet global T est maintenant le nombre total de migrants, noté n++, Oi est la proportion de l’ensemble des migrants qui sortent de la région i (soit ni+/n++), et Dj est la proportion de tous les migrants qui entrent dans la région j (soit n+j/n++). La composante d’interaction, ODij, est maintenant définie comme nij/[(T)(Oi)(Dj)], soit le rapport du nombre observé de migrants, nij, au nombre calculé, (T)(Oi)(Dj). Tous ces effets pris ensemble constituent une autre manière de représenter la structure spatiale des migrations.\nLes composantes multiplicatives obtenues par le calcul des effets des facteurs sur la base du total général sont présentées dans le tableau 3. Considérons, par exemple, la décomposition des 8 566 migrations des communes de la 1re catégorie vers celles de la 3e en 1973 selon les quatre composantes multiplicatives :\nn 13 =(T)( O 1 )( D 3 )(O D 13 ) = n ++ ( n 1+ n ++ )( n +3 n ++ )[ n 13 ( n ++ )( n 1+ n ++ )( n +3 n ++ ) ] =(716 488)( 139 859 716 488 )( 88 025 716 488 )( 8 566 17 183 ) = 716 488(0,102)(0,190)(0,477) =8 566 .\nLes interprétations de ces composantes sont relativement évidentes. La composante globale est le nombre total de migrations constatées en 1973, soit 716 488. La composante de la région d’origine représente la proportion du total des migrants sortant de chaque région (par exemple, 10 % de toutes les migrations sont des sorties de communes de la 1re catégorie). La composante de la région de destination représente la proportion du total des migrants entrant dans chaque région (par exemple, 19 % de toutes les migrations sont des entrées dans des communes de la 3e catégorie). Finalement, la composante d’interaction représente le rapport du nombre de migrants observés au nombre de migrants attendus ; il y a eu ainsi, en gros, 48 migrations observées entre les régions 1 et 3 pour 100 attendues. Le flux attendu est basé sur le total marginal, (T)(O1)(D3).\nTableau 3 Composantes multiplicatives obtenues par application du calcul des effets des facteurs sur la base du total général\nComme dans le cas du calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique, la décomposition obtenue par le calcul des effets des facteurs sur la base du total général donne plus de paramètres que de points de données originaux. Les contraintes qui définissent les relations entre les paramètres, et ainsi permettent le calcul des paramètres redondants, sont les suivantes :\n ∑ i O i =1 ;  ∑ j D j =1 ;  ∑ i O i ∑ j O D ij m =1 , et  ∑ j O i ∑ i O D ij m =1 .\noù m est le nombre de régions ( Raymer, Bonaguidi et Valentini 2006 ).\nPour l’ensemble des calculs des effets des facteurs sur la base du total général, voir le tableau 3 de la feuille de calcul Multiplicative Components du manuel d’exercices en ligne.\nComparaison des deux modèles à composantes multiplicatives\nSi on applique le même mode de décomposition à deux séries de flux migratoires dans un ensemble de régions, tous les paramètres sauf T sont des nombres sans dimension. Cela signifie que mesurer le rapport entre deux séries de composantes fournit une méthode simple d’évaluation de la stabilité du régime de migration indépendamment de l’élévation ou de la diminution du niveau général de la migration ( Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ). Le tableau 4 présente les rapports des composantes de 1976 à celles de 1973. Plusieurs s’écartent sensiblement de 1, ce qui indique que le régime de migration a changé en trois ans, de 1973 à 1976. Par exemple, le rapport des composantes pour OD11 est égal à 1,354, ce qui signifie que la migration entre communes de la 1re catégorie était plus attractive en 1976 qu’en 1973. Par contre, le rapport des composantes pour OD33 est égal à 0,816, c’est-à-dire que la migration entre communes de la 3e catégorie était moins attractive en 1976 qu’en 1973.\nTableau 4 Rapports entre les composantes multiplicatives de 1976 et celles de 1973\nApplication 4 : Le modèle log-linéaire additif\nÀ côté du modèle à composantes multiplicatives, une forme alternative du modèle log-linéaire saturé est le modèle linéaire additif. Que l’on utilise la forme additive ou la forme multiplicative, les paramètres représentent la structure spatiale de la migration ( Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ), et la valeur de chaque flux peut être parfaitement reproduite par ces paramètres.\nÉtant donné que le modèle multiplicatif est, dans la forme, équivalent au modèle de gravitation ( Willekens 1983 ), on le considère comme plus adéquat que le modèle linéaire additif pour la représentation des structures spatiales de la migration. D’un autre côté, la forme linéaire additive est beaucoup utilisée en statistique, et quand on emploie un logiciel statistique classique (par exemple SPSS, Stata, R) pour calculer un modèle log-linéaire, on obtient toujours les paramètres de la forme linéaire additive. C’est pourquoi nous présentons dans cette sous-section les calculs et interprétations habituels des paramètres du modèle linéaire additif.\nLe modèle additif est une combinaison linéaire de logarithmes, ce qui justifie son appellation de modèle log-linéaire ( Knoke et Burke 1980 ). Mathématiquement équivalent au modèle à composantes multiplicatives, il consiste à prendre les logarithmes des deux membres de l’équation 1 :\nou, sous une forme plus condensée :\nsont simplement les logarithmes naturels des paramètres de l’équation 1. Les lettres O, D et OD servent à distinguer les paramètres (ce ne sont pas des exposants), et les indices i et j renvoient respectivement aux catégories des régions d’origine et de destination.\nEn prenant les logarithmes naturels des paramètres des tableaux 2 et 3, on obtiendrait les séries correspondantes de paramètres du modèle linéaire additif. Mais, tout comme il y a au moins deux décompositions du modèle à composantes multiplicatives, le calcul des effets des facteurs sur la base de la moyenne géométrique et le calcul des effets des facteurs sur la base du total général, il y a plusieurs stratégies pour parvenir à des séries de paramètres qui satisfont le modèle linéaire additif ( Powers et Xie 2008 ), et les approches retenues par les logiciels statistiques classiques ne sont pas simplement les transformations logarithmiques des composantes multiplicatives calculées précédemment.\nRappelons-nous qu’un système de migration à m régions a m×m paramètres linéairement indépendants. Les modèles à composantes multiplicatives décrits plus haut donnent des valeurs interprétables de 1+m+m+(m×m) paramètres, mais qui ne sont pas tous linéairement indépendants les uns des autres. Par ailleurs, les procédures statistiques de SPSS, Stata et R calculent uniquement des paramètres linéairement indépendants, soit 1 valeur pour\n, m–1 valeurs pour\n, m-1 valeurs pour\n(m-1) ×(m-1) valeurs pour\nLa série de valeurs calculées des paramètres dépend du mode de codage de contraste (en anglais : contrast coding) utilisé par le logiciel. Le codage de contraste fige une région en donnant à tous ses paramètres linéaires additifs la valeur 0. SPSS, par exemple, annule les paramètres de la dernière région, numérotée m, ici :\nLes paramètres obtenus par SPSS à partir des données néerlandaises sont détaillés dans le tableau 5. Les instructions de SPSS qui conduisent à ces résultats pour la matrice de migrations de 1973, ainsi que la sortie SPSS, sont présentées dans l’Appendice 1 (en ligne sur le site web de Tools for Demographic Estimation). Le tableau 5 et les formules Excel de calcul des paramètres sont disponibles sur la feuille de calcul Contrast coding du manuel d’exercices en ligne.\nTableau 5 Paramètres linéaires additifs obtenus par codage de contraste de la « dernière région »\nLes paramètres de la dernière région sont tous égaux à 0, et donc n’apportent rien à l’équation 2. L’interprétation des paramètres du tableau 5 est un peu compliquée, car ils sont exprimés en logarithmes. Les retransformer en composantes multiplicatives par exponentiation donne une nouvelle série de composantes multiplicatives qui satisfont l’équation 1. Ces composantes multiplicatives associées au codage de contraste de la « dernière région » figurent dans le tableau 6. En général, elles ne servent pas à décrire la structure spatiale des migrations, mais elles ont leur utilité pour la description des systèmes de migration, car les paramètres d’interaction, ODij, sont assimilables à des odds ratios.\nTableau 6 Composantes multiplicatives obtenues par codage de contraste de la « dernière région »\nPar exemple, le paramètre global\npour les migrations de 1973 du tableau 5 donne le logarithme naturel des migrations observées de la région de référence :\nln(n66) = 10,056, et à partir du tableau 6, le paramètre correspondant T donne le flux migratoire n66 :\nn66 = exp(10,056) = 23 304.\nUn autre exemple concernant les migrations de 1973 du tableau 5 montre comment les effets principaux des régions d’origine,\n, s’ajoutent au paramètre global pour reproduire les migrations des communes de 1re catégorie vers celles de la catégorie de référence, la 6e, du tableau 1. Par exemple :\nln(n16) = 10,056 – 0,212 = 9,845, et la composante multiplicative correspondante, O1 multipliée par le T du tableau 6 donne :\nn16 = 27 810 × 0,356 = 18 856.\nAvec la même approche, on peut reproduire les logarithmes de tous les flux migratoires en appliquant l’équation 1, avec les paramètres appropriés du tableau 6, ou reproduire les flux observés en appliquant l’équation 2 avec les paramètres du tableau 5.\nLes paramètres d’interaction du modèle linéaire,\n, sont des logarithmes d’odds ratios (LOR) : un LOR est le logarithme du rapport de deux cotes (odds) : (1) la cote de la migration vers la région j par rapport à la migration vers la région de référence, sous la condition que la région d’origine soit la région i, et (2) la cote de la migration vers la région j par rapport à la migration vers la région de référence, sous la condition que la région d’origine soit la région de référence. Par exemple, à partir de la matrice de 1973 du tableau 5,\n= –1,565, calculé ainsi :\nλ 23 OD =ln[ n 23 n 26 n 63 n 66 ]=ln[ 6 953 18 282 42 399 23 304 ]=−1,565 .\nPour le dire avec des mots, ce paramètre est le logarithme du rapport entre la cote de la migration vers une commune de la 3e catégorie plutôt que de la 6e, pour un migrant sortant d’une commune de 2e catégorie et cette même cote pour un migrant sortant d’une commune de la 6e catégorie.\nLes odds ratios mesurent la probabilité d’un événement comparativement à celle d’un autre événement. Comme ils sont plus classiques que les LOR, il peut être plus facile de passer à l’exponentielle des LOR et d’interpréter les paramètres d’interaction du tableau 6 comme des odds ratios. Par exemple, le paramètre OD23, dans le cas des données de 1973, se calcule ainsi :\nO D 23 =exp(−1,565)=[ n 23 n 26 n 63 n 66 ]=0,209 .\nEn une phrase, les chances qu’un migrant sortant d’une commune de 2e catégorie entre dans une commune de 3e catégorie plutôt que dans une commune de 6e catégorie valent approximativement 1/5 des chances qu’un migrant sortant d’une commune de 6e catégorie opte pour une commune de 3e catégorie plutôt que pour une commune de 6e catégorie. Les odds ratios sont toujours positifs et dépendent toujours du choix de la catégorie de référence. Un odds ratio égal à 1 signifie l’absence de toute relation, c’est-à-dire l’indépendance statistique. Une valeur supérieure à 1 indique une association positive, et une valeur inférieure à 1 indique une association négative.\nStata et R utilisent le codage de contraste de la « première région », alors que SPSS emploie le codage de contraste de la « dernière région ». Dans ces deux logiciels, on donne la valeur 0 aux paramètres de la première région, celle à qui est affectée la première modalité, soit\nLes instructions de Stata et de R pour le calcul des paramètres linéaires additifs, ainsi que les résultats correspondants, sur l’exemple des flux migratoires de 1973, peuvent être téléchargés à partir de l’Appendice 1 associé à ce chapitre (en ligne sur le site web de Tools for Demographic Estimation).\nToutes les variantes du modèle saturé et toutes les méthodes statistiques d’estimation des paramètres d’interaction sont concordantes, et leurs résultats sont très largement similaires. Les formules de calcul des paramètres sont disponibles dans la feuille de calcul Linear Additive Parameters du manuel d’exercices en ligne. De plus, SPSS et Stata vérifient automatiquement que chaque paramètre d’interaction linéaire additif est égal à 0. On trouvera ces résultats dans l’Appendice 1 associé à ce chapitre (en ligne sur le site web de Tools for Demographic Estimation), et ils montrent que chaque paramètre d’interaction non redondant est statistiquement significatif. Pour les variances des estimations, voir Agresti et Finlay (2009) et Powers et Xie (2008) .\nApplication 5 : Le modèle d’indépendance\nTous les modèles vus jusqu’à présent sont des modèles saturés, et par conséquent, ils représentent parfaitement les flux observés. En général, les paramètres les plus intéressants sont les paramètres d’interaction, parce qu’ils indiquent les associations entre paires de régions. Le modèle d’indépendance, quant à lui, repose sur l’hypothèse que les paramètres d’interaction sont sans intérêt et superflus, parce que tous les paramètres d’interaction multiplicatifs, ODij, sont égaux à 1, ou, ce qui revient au même, tous les paramètres d’interaction additifs,\n, sont égaux à 0. Le modèle d’indépendance implique que les termes d’interaction doivent sortir du modèle, ce qui réduit celui-ci à la forme plus modeste d’un modèle à deux variables, soit\nL'examen visuel des paramètres d’interaction du modèle log-linéaire saturé est un moyen de tester l’hypothèse d’indépendance. Une autre méthode consiste à calculer les distributions conditionnelles de ligne ou de colonne. Si les distributions conditionnelles des lignes (origine) sont identiques, il y a indépendance entre régions d’origine et de destination. En outre, l’indépendance étant une propriété symétrique, si les distributions conditionnelles des lignes (origines) sont identiques, celles des colonnes (destinations) le sont également ( Agresti et Finlay, 2009 ; Powers et Xie, 2008 ). Sur la feuille de calcul Independence du manuel d’exercices en ligne, on a calculé la répartition en pourcentage des migrations néerlandaises dans chaque colonne (destinations). Ces pourcentages de colonne sont très variés, et cela signifie, comme l’indiquent aussi les paramètres d’interaction, que l’indépendance statistique n’est pas vérifiée dans ce cas.\nL’hypothèse d’indépendance implique que chaque flux interrégional puisse être déterminé à partir du volume des flux marginaux. Soit Nij le flux attendu entre les régions i et j si l’hypothèse d’indépendance est vérifiée. Nij est alors égal au total des flux du système de migration, n++, multiplié par la proportion de l’ensemble des migrants qui sortent de la région i, ni+/n++, et par la proportion de l’ensemble des migrants qui entrent dans la région j, n+j/n++, soit Nij = n++(ni+/n++)(n+j/n++). Si on peut soutenir l’hypothèse d’indépendance, Nij est une bonne estimation d’un flux interrégional, et le problème de l’estimation des flux migratoires interrégionaux s’en trouve réellement simplifié.\nLes différences entre flux observés, nij, et flux attendus, Nij, sont à la base de l’évaluation de la qualité d’ajustement et du chi-carré de Pearson,\n, largement utilisé pour résumer ces différences. Il se calcule par la formule :\nχ 2 = ∑  ( n ij − N ij ) 2 N ij  ,\noù la sommation porte sur toutes les cellules intérieures de la matrice de migration. Quand les flux observés et les flux attendus concordent parfaitement, dans toutes les cellules du tableau, le\nest égal à 0, ce qui signifie que le modèle d’indépendance s’ajuste parfaitement aux données observées. Plus l’écart entre nij et Nij est important, plus la valeur du\nest élevée, et plus il est clair que le modèle d’indépendance ne convient pas. De manière générale, les faibles valeurs indiquent un bon ajustement et les valeurs élevées un ajustement médiocre.\nSi l’hypothèse d’indépendance est vérifiée, le\nest déterminé par la distribution de probabilités du\nà (m–1)×(m–1) degrés de liberté. C’est sur la base de cette distribution que l’on teste la significativité du\n( Agresti 2007 ; Agresti et Finlay 2009 ). Si le\nse situe vers l’extrémité droite de sa distribution, cela signifie qu’il y a peu de chances (par exemple p < 0,05) que l’hypothèse d’indépendance soit vérifiée, et le modèle est alors rejeté. Les valeurs du\nassociées au modèle d’indépendance appliqué aux données néerlandaises du tableau 1 ont été calculées dans la feuille de calcul Independence du manuel d’exercices en ligne. Pour les instructions SPSS, Stata et R permettant de tester le modèle d’indépendance avec les données de 1973, voir l’Appendice 2 (disponible sur le site web de Tools for Demographic Estimation).\nassociée aux données de 1973 de notre exemple est 47 623, avec 25 degrés de liberté (df). La valeur de p correspondante est inférieure à 0,000, et l’hypothèse d’indépendance est rejetée. (Cependant, on trouvera plus loin des commentaires sur les limites de ce test quand on a affaire à un grand échantillon.) Cela ne doit pas surprendre, vu les trois décompositions multiplicatives des données néerlandaises présentées dans les tableaux 2, 3 et 6. Les données montrent de façon constante de fortes associations entre régions, et beaucoup de paramètres d’interaction multiplicatifs sont très différents de 1. De plus, les variances fournies par SPSS et Stata, présentées dans l’Appendice 1 (disponible sur le site web de Tools for Demographic Estimation), indiquent que les paramètres d’interaction linéaires additifs sont nettement différents de 0.\nest le rapport de vraisemblance, ou déviation, ou coefficient G2. Ce sont des appellations différentes du même test, et le choix de l’une ou l’autre dépend des préférences des auteurs de manuels et des concepteurs de logiciels. Par simplicité, nous emploierons ici G2. Le G2 est similaire au\nen ce que des valeurs proches de zéro indiquent un bon ajustement du modèle, et des valeurs élevées un ajustement médiocre. Si l’hypothèse du modèle d’indépendance est valable, le G2 a une distribution du type de celle du\nL’utilité du G2 dépasse largement le test du modèle d’indépendance dans une analyse log-linéaire. Il sert souvent à comparer un modèle simple à un modèle plus complexe. Il se calcule à partir du rapport entre deux probabilités : (1) la probabilité que le modèle contraint (ici le modèle d’indépendance) s’ajuste bien aux données, et (2) la probabilité que le modèle non contraint (ici le modèle saturé) s’ajuste bien aux données. Si ce rapport est proche de 1, on préférera le modèle contraint, plus simple et plus parcimonieux, car il représente les données aussi bien que le modèle plus complexe.\nLe rapport de ces deux probabilités n’a pas de distribution de type\n. Mais, si le rapport est transformé en logarithme naturel et multiplié par -2, il devient G2, variable qui a une distribution de type\navec (m–1)×(m–1) degrés de liberté. Si on appelle Lc la probabilité associée au modèle contraint (le modèle d’indépendance) et Lu la probabilité associée au modèle non contraint (le modèle saturé), G2 se calcule comme suit :\nPuisque le modèle saturé s’ajuste parfaitement aux données (c’est-à-dire que Lu = 1), G2 = –2ln Lc. Ses valeurs, selon l’exemple traité et le logiciel choisi, se trouvent dans l’Appendice 2 (voir le site web). Pour SPSS et Stata, il s’appelle « Deviance » et vaut 46 477,63 ; pour R, il s’appelle « Residual Deviance » et est arrondi à 46 480. Avec 25 degrés de liberté, la probabilité que le modèle d’indépendance convienne est bien égale à 0.\net G2 sont asymptotiquement équivalents ( Powers et Xie 2008 ) et constituent, respectivement, les bases du test du chi-carré de Pearson et du test du rapport de vraisemblance. Comme pour tous les tests inférentiels, l’utilisateur doit être attentif aux hypothèses sous-jacentes et aux limites. Ces deux tests reposent sur l’hypothèse que chaque flux interrégional de la matrice de migrations suit une distribution de Poisson propre ( Powers et Xie 2008 ), et ils ont tous les deux des limites importantes liées à la taille de l’échantillon. Le\nest artificiellement « gonflé » quand l’échantillon est grand. Le chi-carré de Pearson n’est donc pas indiqué en présence de gros échantillons. Le G2 et le test du rapport de vraisemblance sont préférables en pareil cas ( Powers et Xie 2008 ). On opte plutôt pour le test du chi-carré de Pearson quand les effectifs attendus sont, en moyenne, compris entre 1 et 10, mais aucun test n’est vraiment satisfaisant quand la plupart des effectifs attendus sont inférieurs à 5 ( Agresti et Finlay 2009 ; Powers et Xie 2008 ).\nOn a également mis en doute l’efficacité du G2 dans le cas de grands échantillons (Raftery 1986 , 1995 ), et on s’accorde de plus en plus à estimer que des mesures d’information doivent être envisagées parallèlement aux tests de significativité traditionnels pour évaluer la qualité d’ajustement d’un modèle. Le critère d’information bayésien (en anglais : Bayesian Information Criterion, BIC) est étroitement relié à G2, et il se calcule en Stata par la formule :\nBIC= G 2 −df ln(m×m) ,\net en SPSS par la formule :\noù p est le nombre de paramètres estimés par le modèle d’indépendance, soit 2m–1. Une valeur faible incite à préférer le modèle d’indépendance au modèle saturé ( Powers et Xie 2008 ).\nLe critère d’information d’Akaike (en anglais : Akaike’s Information Criterion, AIC) est un outil alternatif qui accepte les valeurs faibles afin d’apprécier l’ajustement des meilleurs modèles, car il évalue la proximité entre valeurs ajustées et valeurs attendues ( Agresti 2007 ). En SPSS et en R, il se calcule ainsi :\noù p est le nombre de paramètres estimés dans le modèle d’indépendance, soit 2m–1. En Stata, la formule est :\nOn peut constater dans l’Appendice 2 (disponible sur le site web de Tools for Demographic Estimation) que SPSS et Stata calculent le BIC et l’AIC, tandis que R ne donne qu’une valeur arrondie de l’AIC. Comme on l’a déjà signalé, les formules utilisées présentent des différences. La valeur du BIC est 46 934,237 selon SPSS et 46 388,04 selon Stata. L’AIC, seul fourni par R, vaut 46 920, sa valeur arrondie étant 46 916,818 selon SPSS. Stata en donne une estimation beaucoup plus faible : 1 303,245. Toutes les valeurs du BIC et de l’AIC sont grandes, et renforcent l’idée que le modèle d’indépendance ne convient pas à cet exemple.\nLe modèle de quasi-indépendance\nLe modèle d’indépendance s’ajuste rarement bien à des données migratoires. Cela est dû en partie à la très forte tendance des gens à rester dans la région où ils vivent. Le modèle de quasi-indépendance permet d’éliminer ces « effets d’immobilité » ( Powers et Xie 2008 ), et cela a souvent comme résultat d’améliorer l’estimation des flux interrégionaux attendus. Ce modèle a été appliqué avec succès à des données migratoires provenant de recensements nationaux ( Agresti 1990 ; Rogers, Little et Raymer 2010 ; Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ), les personnes qui ont déclaré habiter la même région qu’au début de la période de référence figurant dans la diagonale de la matrice de migrations.\nÀ titre d’illustration, le cadre A du tableau 7 présente les migrations effectuées aux États-Unis entre 1985 et 1990 par des Américains de naissance. Manifestement, les effectifs des quatre cases de la diagonale de la matrice (hors marges) sont nettement supérieurs à ceux des autres cases, ce qui signifie que la propension à rester dans la région où l’on vit est beaucoup plus répandue que la migration d’une région à l’autre.\nCette concentration des effectifs le long de la diagonale est largement responsable du mauvais ajustement du modèle d’indépendance, et le poids écrasant des personnes qui ne quittent pas leur région d’origine a incité les chercheurs à les retirer du modèle. Les migrants étant définis comme les personnes qui changent de région de résidence, ce type de matrice des flux est parfois appelé « matrice limitée aux migrants ». Elle est particulièrement utile pour l’étude de la structure de la migration, puisqu’elle écarte les personnes qui n’ont pas migré ou qui ont déménagé sans changer de région. Le tableau 7 présente, dans le cadre B, la matrice des flux où les éléments de la diagonale ont été annulés et les totaux marginaux adaptés en conséquence.\nTableau 7 Flux migratoires des personnes nées aux États-Unis, 1985-1990\nA. Matrice des migrations complète\n40 262 319\n1 645 843\n42 724 072\n50 677 007\n1 692 687\n53 679 419\n69 563 871\n1 150 649\n72 690 522\n1 082 104\n37 872 893\n39 972 868\n41 741 108\n52 879 211\n73 984 505\n40 462 057\n209 066 881\nB. Matrice des migrations limitée aux migrants\n2 461 753\n3 002 412\n3 126 651\n2 099 975\n1 478 789\n2 202 204\n4 420 634\n2 589 164\n10 690 791\nLes composantes multiplicatives, avec calcul des effets des facteurs sur la base du total général, fournies par ces deux types de matrices sont présentées dans le tableau 8. Les valeurs des paramètres du modèle à composantes multiplicatives basées sur la matrice complète s’éloignent manifestement de celles que l’on attendait sous l’hypothèse d’indépendance. Elles sont largement supérieures à 1,0 dans la diagonale, et très nettement inférieures à 1,0 en dehors. Par comparaison, quand on donne aux composantes multiplicatives basées sur la matrice limitée aux migrants la valeur 0 pour reproduire les 0 structurels de la diagonale, les composantes hors de la diagonale sont plus proches de 1,0.\nTableau 8 Composantes multiplicatives des flux migratoires des personnes nées aux États-Unis, 1985-1990\nLe modèle de quasi-indépendance exige que seules les migrations d’une région à l’autre satisfassent l’hypothèse d’indépendance. On s’en assure par deux voies différentes mais équivalentes. Dans la première méthode, on considère la matrice complète (cadre A du tableau 7) et on donne la valeur 0 aux pondérations des effets d’interaction, ODij, quand la région de destination est identique à la région d’origine : nij = 0 si i=j. On parle alors de zéros structurels. Quand les régions d’origine et de destination sont différentes (i ≠ j), les effets d’interaction reçoivent la valeur 1,0, ce qui rejoint le modèle d’indépendance que nous connaissons et donne les flux hors diagonale attendus sous l’hypothèse de quasi-indépendance. L’Appendice 3 (disponible sur le site web de Tools for Demographic Estimation) présente l’application de cette méthode en SPSS, Stata et R.\nLa deuxième méthode s’appuie sur la matrice limitée aux migrants (cadre B du tableau 7). Elle se présente de préférence sous la forme additive :\n, où I est une variable dichotomique qui prend la valeur 1 pour les flux de la diagonale, donc quand i=j, et la valeur 0 pour les flux hors diagonale, donc quand i ≠ j ( Agresti 2002 ). Un paramètre supplémentaire,\n, est donc nécessaire pour estimer chaque flux de la diagonale ; pour les autres flux interrégionaux, le terme\n δ i I \ndisparaît, et le modèle de quasi-indépendance se ramène alors au modèle d’indépendance. Par conséquent, exactement comme dans le modèle d’indépendance, les termes d’interaction hors diagonale sont nécessairement égaux à 0 dans la forme additive du modèle (et à 1 dans la forme multiplicative). L’Appendice 3 présente l’application de cette méthode en Stata (sur le site web de Tools for Demographic Estimation).\nDans la première méthode, le modèle de quasi-indépendance assigne la valeur 0 aux m paramètres ODii pour i=1 à m. Dans la seconde méthode, m paramètres supplémentaires, les\n δ i\n, sont estimés et leurs exponentielles sont très proches de 0. Quelle que soit la méthode utilisée, le modèle de quasi-indépendance a m paramètres de plus que le modèle d’indépendance, et m degrés de liberté de moins.\nL’Appendice 3 montre comment calculer le modèle de quasi-indépendance à l’aide des logiciels statistiques SPSS, Stata et R, en utilisant les données de migration aux États-Unis entre 1985 et 1990 des Américains de naissance. Quand le modèle d’indépendance exploite la totalité des données, tous les indices de qualité de l’ajustement sont, comme prévu, extrêmement élevés :\n= 544 479 395 (df=9) ; G2 = 461 411 576 (df=9) ; dans Stata, les valeurs du BIC et de l’AIC sont respectivement 461 000 000 et 28 800 000. Quand on calcule le modèle de quasi-indépendance, toutes ces valeurs sont considérablement réduites :\n= 327 233 (df=5) ; G2 = 330 220 (df=5) ; dans Stata, les valeurs du BIC et de l’AIC sont respectivement 330 207 et 27 535.\nLes tests inférentiels restent significatifs, et le modèle de quasi-indépendance ne peut pas être accepté comme véritable modèle de migration. Il ne faut pas comparer inférentiellement les modèles d’indépendance et de quasi-indépendance avec le test du rapport de vraisemblance, car ce ne sont pas des modèles emboîtés. Cependant, les mesures d’information sont directement comparables. Tant le BIC que l’AIC sont nettement réduits, ce qui avantage le modèle de quasi-indépendance par rapport au modèle d’indépendance.\nPar ailleurs, le tableau 9 met en parallèle les flux attendus du modèle d’indépendance et ceux du modèle de quasi-indépendance. La comparaison visuelle des flux attendus du tableau 9 avec les données observées du tableau 7 montre combien le modèle de quasi-indépendance est plus proche des données. Deux indices résumés supplémentaires sont présentés : R2 et l’EAMP (écart absolu moyen en pourcentage). La comparaison des R2 montre que le modèle d’indépendance explique 10 % de la variation des données observées, tandis que le modèle de quasi-indépendance en explique 95 %. De plus, l’EAMP du modèle de quasi-indépendance, égal à 28, est considérablement plus faible que celui du modèle d’indépendance, qui vaut 2 492.\nComme l’ajustement du modèle de quasi-indépendance aux données observées n’est pas suffisamment précis, on ne peut pas considérer celui-ci comme le « vrai » modèle. Mais, en l’absence de données migratoires observées, le modèle de quasi-indépendance peut toujours constituer une solution de secours raisonnable pour estimer les flux interrégionaux.\nTableau 9 Flux migratoires attendus des Américains de naissance, sous les hypothèses d’indépendance et de quasi-indépendance, 1985-1990\n8 530 046\n10 806 184\n15 119 178\n8 268 664\n10 717 328\n13 577 116\n18 996 052\n10 388 923\n14 512 977\n18 385 588\n25 723 693\n14 068 264\n7 980 756\n10 110 323\n14 145 583\n7 736 206\n1 349 561\n1 793 640\n1 159 163\nApplication 6 : La méthode des offsets\nOn peut évaluer la validité des modèles d’indépendance et de quasi-indépendance à l’aide des tests inférentiels associés aux résultats du modèle log-linéaire, et, même quand les modèles ne sont pas étayés par des tests de significativité, on peut les utiliser dans certains contextes pour obtenir des estimations valables des flux migratoires. La méthode des offsets suppose que les données auxiliaires ont une structure implicite des relations interrégionales similaire à la structure des migrations que l’on cherche à déterminer. Cette méthode emprunte la structure des données auxiliaires pour en déduire des estimations des flux migratoires inconnus.\nDans les recherches réalisées jusqu’à présent, c’est généralement une matrice de flux migratoires d’une autre période qui sert d’information auxiliaire ( Rogers, Little et Raymer 2010 ; Rogers, Willekens, Little et al. 2002 ; Rogers, Willekens et Raymer 2003 ; Willekens 1983 ), mais elle pourrait concerner une autre catégorie d’âge ( Raymer et Rogers 2007 ), de sexe ou de race. Il pourrait aussi bien s’agir de données provenant d’une autre source, comme les déclarations d’impôt ou les registres d’immatriculation des véhicules à moteur.\nLes flux auxiliaires étant notés\n, le modèle log-linéaire avec offset prend la forme :\nln( n ^ ij )=λ+ λ i O + λ j D +ln( n ij * ) .\nIl permet d’estimer des flux\ndont la structure est aussi proche que possible de celle des flux auxiliaires, et, en même temps, ces flux estimés sont ajustés de manière à ce que leur somme corresponde aux totaux marginaux préalablement fixés par le chercheur. De cette manière, la méthode des offsets est similaire aux modèles d’indépendance et de quasi-indépendance en ce sens qu’elle fournit une distribution attendue des flux telle que les totaux marginaux de ligne et de colonne soient égaux aux estimations a priori.\nPour illustrer le fonctionnement de la méthode des offsets, prenons la matrice des flux migratoires aux Pays-Bas en 1976 (tableau 1). Supposons que nous voulons conserver les totaux marginaux, mais en même temps remplacer les effets d’interaction observés pendant cette année par ceux de 1973, en utilisant la méthode des offsets. Quelle serait la série correspondante de paramètres log-linéaires ? Le cadre A du tableau 10 présente la matrice des flux attendus obtenue par la méthode des offsets, et le cadre B, les composantes multiplicatives correspondantes avec calcul des effets des facteurs sur la base du total général. Notons que les valeurs de T, Oi et Dj de la matrice des flux attendus, c’est-à-dire le cadre B du tableau 10, sont identiques à celles de la matrice des flux observés de 1976 (cadre B du tableau 3). Mais les autres termes (les effets d’interaction ODij) reflètent l’influence de la structure des données observées de 1973 (cadre A du tableau 3), ainsi que les totaux marginaux des données de 1976. La méthode des substitutions applique la structure des données auxiliaires, celles de 1973 dans ce cas-ci, aux flux des cellules intérieures de la matrice tout en conservant le volume total des flux observés en 1976.\nTableau 10 Flux migratoires interrégionaux aux Pays-Bas (1976), calculés par la méthode des offsets à partir des totaux marginaux de 1976 et des flux de 1973\nCadre A. Calcul par la méthode des substitutions\nEAMP = 8,364\nCadre B. Composantes multiplicatives avec calcul des effets des facteurs sur la base du total général\nLes valeurs attendues qui figurent au cadre A du tableau 10 ont été empruntées aux résultats des programmes SPSS, Stata et R de mise en œuvre de la méthode des offsets (Appendice 4, sur le site web de Tools for Demographic Estimation). D’autres exemples de calculs sont disponibles sur la feuille Excel Method of offsets du manuel d’exercices en ligne.\nÉtant donné que les flux ont été observés directement en 1976, nous avons plusieurs moyens d’évaluer la capacité de la méthode des offsets à reproduire les données. Une méthode simple consiste à examiner visuellement les rapports des composantes multiplicatives d’interaction, comme le montre le tableau 4. Une autre méthode s’appuie sur les tests inférentiels et les mesures d’information des procédures log-linéaires. Il s’agit de tester l’hypothèse que la structure des flux migratoires, c’est-à-dire les paramètres d’interaction, n’a pas changé entre 1973 et 1976. Dans l’exemple du tableau 10, le G2 correspondant est égal à 5 914 (df=25), et l’hypothèse que les données auxiliaires représentent le même régime de migration que celui des données observées doit donc être rejetée. Une dernière méthode proposée ici utilise R2 et l’EAMP pour évaluer l’adéquation entre flux attendus et flux observés. Ces deux paramètres, présentés au cadre A du tableau 10, valent respectivement 0,97 et 8,36. Avec les rapports du tableau 4, ces valeurs indiquent que cette application de la méthode des offsets donne une série d’estimations des flux migratoires de 1976 qui peut être tout à fait satisfaisante.\nL’importance accordée aux indices de qualité de l’ajustement dépend de la qualité des flux observés introduits dans l’application de la méthode des offsets. Si la méthode doit être utile dans des cas pratiques, elle doit être applicable quand les flux interrégionaux n’ont pas été observés directement. En l’absence de données sur les flux, la méthode nécessite toujours des estimations préalables des totaux marginaux. D’ailleurs, si on applique la méthode comme le montre l’Appendice 4 (disponible sur le site web de Tools for Demographic Estimation), on doit introduire des estimations initiales des flux interrégionaux. Les estimations provisoires des totaux marginaux doivent donc être distribuées dans les cellules intérieures des lignes et colonnes correspondantes de la matrice des flux. Le cadre A du tableau 11 présente un scénario classique, quoiqu’il utilise toujours les totaux marginaux des données néerlandaises de 1976, qui sont des données observées. Une solution simple consiste à distribuer les flux conformément au modèle d’indépendance, c’est-à-dire\n n ^ ij =(T)( O i )( D j ) \n, ce qui donne les estimations initiales des flux qui figurent au cadre B du tableau 11.\nTant que les flux interrégionaux initiaux ont pour sommes les totaux marginaux, les flux attendus ne sont pas affectés par la méthode de répartition des flux dans les cellules intérieures de la matrice, car, en fin de compte, les flux attendus auront été calculés à partir des données auxiliaires par la méthode des offsets, en utilisant l’algorithme itératif d’ajustement proportionnel ( Agresti 1990 ; Deming et Stephan 1940 ). En d’autres termes, les estimations initiales des flux néerlandais de 1976, introduites dans le modèle log-linéaire avec offsets, pourraient être les valeurs des cellules internes du cadre B du tableau 1, ou celles du cadre B du tableau 11. L’une et l’autre séries d’estimations initiales donnera les flux attendus qui figurent au cadre A du tableau 10.\nD’autre part, il est important de noter que les tests inférentiels et les mesures d’information qui accompagnent la méthode des offsets doivent être interprétés en référence aux estimations initiales des flux. Par exemple, si les flux initiaux sont ceux du cadre B du tableau 11, les paramètres\net G2 correspondants testent l’hypothèse que les valeurs attendues sont distribuées d’une manière compatible avec le modèle d’indépendance.\nTableau 11 Inputs de la méthode des offsets en l’absence de flux observés\nCadre A. Totaux marginaux pré-estimés, Pays-Bas, 1976\nCadre B. Distribution des estimations initiales des flux selon le modèle d’indépendance\nIl n’est pas difficile d’aménager la méthode des substitutions pour l’appliquer au calcul des valeurs attendues d’une matrice limitée aux migrants. Les programmes SPSS, Stata et R ne demandent que de légères modifications, détaillées dans les commentaires de l’Appendice 4 (en ligne sur le site web de Tools for Demographic Estimation). Un exemple est traité dans la feuille de calcul Method of offsets, migrants only du manuel d’exercices en ligne (voir le site web). Il se base sur les flux observés aux États-Unis entre 1985 et 1990, pour estimer rétrospectivement les flux de migrants de la période 1975-1980 publiés par Rogers, Willekens, Little et al. (2002) .\nMI_LLM_appendices.pdf 373.46 Ko\n‹ Le modèle multi-exponentiel de migration up Outils et ressources ›


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Les chemins de la foi : Volume 4-1, Culture et christianisme, artistes écrivains et savants face à Dieu : Ecrivains\nde Collectif, Xavier Dufour , Marc Bouchacourt\nPermalien : http://almouggar.com/product.php?id_product=168422\nArticle : Les chemins de la foi de Collectif, Xavier Dufour , Marc Bouchacourt\nCollectif, Xavier Dufour (Auteur), Marc Bouchacourt (Auteur)\nDescription de "Les chemins de la foi "\nPrésentation de Les chemins de la foi\nLe véritable coeur de la culture, c'est le conflit de l'homme intérieur avec lui-même. Scrutant le mystère de l'homme, la culture n'est jamais neutre. Il n'y a pas plus de neutralité dans un texte de Voltaire que dans une page de Pascal, dans un film de cinéma que dans une théorie scientifique. Terreau de la culture occidentale, le christianisme reste l'élément, patent ou latent, auquel les penseurs se réfèrent immanquablement : qu'ils soient athées, agnostiques ou catholiques. Cet ouvrage se rapporte à la culture générale que l'on peut attendre de tout lycéen français : culture littéraire, musicale, architecturale, picturale, cinématographique et scientifique. Ce panorama - non exhaustif - retrace les aspirations spirituelles d'un certain nombre de penseurs et artistes : le tome 1 étudie des écrivains fondateurs (de Pascal à Soljenitsyne, en passant par Rousseau, Péguy, Camus, etc.) et explore, dans une seconde partie, la Bible, appréhendée comme une oeuvre littéraire à part entière, avec ses codes, ses genres littéraires et son génie. Propre. La culture scolaire semble aujourd'hui démunie face aux références culturelles chrétiennes ; ce volume, rédigé avec soin par des enseignants, comble, à la suite du rapport Debray, cette lacune en milieu scolaire.\nDimensions : 2.2cmx19.6cmx25.4cm\nEditeur : Cerf Paru le : 22 octobre 2009\nCollection : Les chemins de la foi\nISBN : 2204083151\nEAN13 : 9782204083157\nClasse Dewey : 261.5\nD'autres livres de Xavier Dufour\nFace au défi de l'inculture religieuse, la collection de manuels Les Chemins de la foi offre à un large public une présentation raisonnée du christianisme, en dialogue avec les interrogations des autres courants de pensée. Dans cet esprit, le volume 3 propose une découverte des grandes [......\nLe véritable coeur de la culture, c'est le conflit de l'homme intérieur avec lui-même. Scrutant le mystère de l'homme, la culture n'est jamais neutre. Il n'y a pas plus de neutralité dans un texte de Voltaire que dans une page de Pascal, dans un film de cinéma que dans une théorie [....]...\nVoir tous les livres de Xavier Dufour


Jeff Teague a voulu jouer avec les chaussures de Kanye West\nJeff Teague voulait jouer avec les chaussures de Kanye West\nJeff Teague a failli apporter une nouvelle paire de chaussure en NBA. Les Yeezy Boost ont tapé dans l'oeil du meneur. Ses chaussures ont du style d'accord, mais elles ne sont pas faîtes pour la NBA quand même !\nVéritable « sneaker-addict », Jeff Teague a voulu tenter quelque chose. Sponsorisé par Adidas, il a voulu troquer ses Crazylight Boost 2015 pour jouer avec des… Yeezy Boost. Les chaussures, dessinées par Kanye West himself, ne sont pas pensées pour jouer au basket, encore moins en playoffs NBA. Jeff Teague l’a d’ailleurs appris à ses dépens.\n« Je voulais les porter pour le match. Mais quand je les ai mises, je me suis vite tordu la cheville. J’ai dû me résigner ».\nLe meneur des Hawks pourra se consoler, son équipe l’a emporté face aux Wizards lors du game 5. Mieux vaut gagner sans style que l’inverse...


Découverte du SR\n27 Juillet 2021 à 10:23:50\nSR-BOAT.COM > LE BISTRO DE LA CALE > LE LIEU DE DETENTE : LE BISTRO > Découverte du SR\nAuteur Fil de discussion: Découverte du SR (Lu 171 fois)\n« le: 15 Juillet 2021 à 11:05:33 »\nje continue ma découverte du SR Pro Open car j'ai pas eu le loisir de beaucoup naviguer mais je vais modifier cela. Après avoir eu deux cabin cruiser et un timonier j'étais habitué aux fonds de cales sèches sinon c'était signe de problème à traiter.\nSur le sr je pense qu'avoir de l'humidité voir un peu d'eau en fond de cale fait partie de ce type de conception. La baille à mouillage équipée d'un bac de rangement fort pratique donne directement sur le réservoir et le radier de la cale. Donc le grand couvercle qui sert de bain de soleil n'étant pas étanche à la moindre pluie l'eau descend au fond.\nHeureusement il y a un bouchon de nable pour écouler le surplus mais de ce fait l'entre-pont est toujours humide et ce ne sont pas les petites grilles inox qui permettent le séchage.\nDe ce fait je comprend mieux pourquoi il y a pas mal d'oxydation sur les pièces soumises à cette atmosphère humide en permanence (support filtre décanteur, vis électronique, compteurs embués ainsi que la radio Fusion). Il faut donc laisser ouvert dès que possible les coffres mais c'est pas évident au port et sous la pluie.\nJ'ai fait réaliser sur mesure une housse de console qui prend également le leaning post et ça me permet de laisser ouvert le coffre de console.\nC'est un outil agréable mais qui demande un entretien plus méticuleux.\nEnfin mes bateaux passant l'hiver à l'abri, il pourra sécher!\nRe : Découverte du SR\n« Répondre #1 le: 15 Juillet 2021 à 21:58:10 »\nIl existe des ventilateurs extracteurs alimentés par cellule photvoltaïque.\n« Répondre #2 le: 15 Juillet 2021 à 22:01:55 »\nPas mieux que Denis. Sinon des trappes d’aération classique en inox.\n« Répondre #3 le: 17 Juillet 2021 à 09:08:29 »\nLes avis des nombreux utilisateurs de ce modèle me seraient précieux pour leur expérience et il me semble que c'est un modèle qui a été largement diffusé et depuis longtemps.\nJe pense que certains ont apporté un soin particulier ou quelques aménagements qui m'intéressent et l'expérience des autres est une précieuse information.\nMême si vous êtes déjà on vacances, ce que je vous souhaite, n'hésitez pas en rentrant à penser à mon post.\nGraphisme: Crip Page générée en 0.083 secondes avec 25 requêtes. Google a visité dernièrement cette page 18 Juillet 2021 à 03:44:07