Tag Archives: Gallic

Geospatial Disparities: A Case Study on Real Estate Prices in Paris

Our paper, Geospatial Disparities: A Case Study on Real Estate Prices in Paris, and Agathe Fernandes Machado, François Hu, Philipp Ratz and Ewen Gallic, is now online on ArXiv,

Driven by an increasing prevalence of trackers, ever more IoT sensors, and the declining cost of computing power, geospatial information has come to play a pivotal role in contemporary predictive models. While enhancing prognostic performance, geospatial data also has the potential to perpetuate many historical socio-economic patterns, raising concerns about a resurgence of biases and exclusionary practices, with their disproportionate impacts on society. Addressing this, our paper emphasizes the crucial need to identify and rectify such biases and calibration errors in predictive models, particularly as algorithms become more intricate and less interpretable. The increasing granularity of geospatial information further introduces ethical concerns, as choosing different geographical scales may exacerbate disparities akin to redlining and exclusionary zoning. To address these issues, we propose a toolkit for identifying and mitigating biases arising from geospatial data. Extending classical fairness definitions, we incorporate an ordinal regression case with spatial attributes, deviating from the binary classification focus. This extension allows us to gauge disparities stemming from data aggregation levels and advocates for a less interfering correction approach. Illustrating our methodology using a Parisian real estate dataset, we showcase practical applications and scrutinize the implications of choosing geographical aggregation levels for fairness and calibration measures.

Exposé au séminaire de statistique (StatQAM)

Tomorrow, Ewen Gallic will present some recent work at the StatQAM statistical seminar, on calibration, with Agathe Fernandes Machado, François Hu, and Emmanuel Flachaire. It will substantially be based on our recent paper From Uncertainty to Precision: Enhancing Binary Classifier Performance through Calibration

The assessment of binary classifier performance traditionally centers on discriminative ability using metrics, such as accuracy. However, these metrics often disregard the model’s inherent uncertainty, especially when dealing with sensitive decision-making domains, such as finance or healthcare. Given that model-predicted scores are commonly seen as event probabilities, calibration is crucial for accurate interpretation. In our study, we analyze the sensitivity of various calibration measures to score distortions and introduce a refined metric, the Local Calibration Score. Comparing recalibration methods, we advocate for local regressions, emphasizing their dual role as effective recalibration tools and facilitators of smoother visualizations. We apply these findings in a real-world scenario using Random Forest classifier and regressor to predict credit default while simultaneously measuring calibration during performance optimization.

To illustrate, consider predictions about the gender of the person on the picture, including probabilities (confidence), obtained from https://www.picpurify.com/demo-face-gender-age.html, with fake pictures, from https://www.nytimes.com/interactive/2020/11/21/science/artificial-intelligence-fake-people-faces.html.

Optimal Transport for Counterfactual Estimation: A Method for Causal Inference

With Emmanuel Flachaire et Ewen Gallic, we recently uploaded a paper entitled Optimal Transport for Counterfactual Estimation: A Method for Causal Inference on ArXiv.

Many problems ask a question that can be formulated as a causal question: “what would have happened if…?” For example, “would the person have had surgery if he or she had been Black?” To address this kind of questions, calculating an average treatment effect (ATE) is often uninformative, because one would like to know how much impact a variable (such as skin color) has on a specific individual, characterized by certain covariates. Trying to calculate a conditional ATE (CATE) seems more appropriate. In causal inference, the propensity score approach assumes that the treatment is influenced by x, a collection of covariates. Here, we will have the dual view: doing an intervention, or changing the treatment (even just hypothetically, in a thought experiment, for example by asking what would have happened if a person had been Black) can have an impact on the values of x. We will see here that optimal transport allows us to change certain characteristics that are influenced by the variable we are trying to quantify the effect of. We propose here a mutatis mutandis version of the CATE, which will be done simply in dimension one by saying that the CATE must be computed relative to a level of probability, associated to the proportion of x (a single covariate) in the control population, and by looking for the equivalent quantile in the test population. In higher dimension, it will be necessary to go through transport, and an application will be proposed on the impact of some variables on the probability of having an unnatural birth (the fact that the mother smokes, or that the mother is Black).

Slides from a talk given last week are online.

What is the future of predictive probabilities in insurance?

This post was written with Laurence Barry and Ewen Gallic, in French, in November 2019 (see hal-02350006)

Insurance policies are classic examples of random contracts. This forces insurers to regularly quantify this uncertainty, to calculate probabilities in order to propose “fair” premiums for the commitments they are going to make. Isn’t it time to question this practice, at a time when artificial intelligence is exploding, offering predictive algorithms of a precision never seen before? At a time when big data / big brother could mean the disappearance of uncertainty itself?
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“Family History” and Life Insurance

Today and tomorrow, I will attend the Online International Conference in Actuarial science, data science and finance, organised by colleagues in Lyon. But I won’t be in Lyon, I will be at home, in Montréal…

I will give a talk on wednesday afternoon, on a joint paper with Ewen Gallic and Olivier Cabrignac. Slides are available here, and if I can get a copy of the video, I will share it…

Des modeles prédictifs en assurance

Cet post est aussi en ligne sur https://hal.archives-ouvertes.fr/hal-02350006, il a été coécrit avec Laurence Barry et Ewen Gallic.

Les compagnies d’assurance émettent des contrats qui prévoient des paiements d’indemnités en cas de survenance d’évènements aléatoires (accident, maladie, décès, etc.). En contrepartie, l’assuré doit s’acquitter d’une prime, dont le montant est déterminé ex-ante, avant le début de la période de couverture. Cette prime se décompose en deux termes : une prime pure (destinée à couvrir les pertes anticipées) et un chargement (incluant des commissions à des agents, divers frais, mais aussi couvrant contre le risque de variabilité des pertes). La prime pure est souvent calculée par classe de risque, et une classification est alors nécessaire.

Assurer une population hétérogène, ou l’importance de la classification

Le regroupement des risques selon diverses informations telles l’âge de l’assuré, son état de santé ou encore sa profession constitue ce que l’on appelle la classification des risques. Cette pratique de segmentation se justifie (à des fins d’admissibilité mais aussi de tarification) par la supposition que les risques sont placés dans des groupes relativement homogènes, au sein desquels les probabilités de survenance sont similaires. Pour Schauer (2006), cette « généralisation », qui vise à voir l’individu sous le prisme de sa classe de risque, de généraliser son comportement à partir de quelques variables explicatives, est probablement la raison d’être de l’actuaire : « to be an actuary is to be a specialist  in  generalization,  and  actuaries  engage  in  a form of decision-making that is sometimes called actuarial ». Statistiquement on cherche une méthode de classification aussi « discriminatoire » que possible[1], en gardant en mémoire que la discrimination est interdite, ce qui rend l’exercice périlleux, et souvent critiqué (nous y reviendrons plus loin).

Les assureurs évoquent souvent deux arguments pour justifier une segmentation. Le premier est qu’elle serait rendue économiquement nécessaire par la concurrence ; ne pas classifier conduit à une anti-sélection, les risques importants restant seuls chez les assureurs qui ne segmentent pas. Dans une telle situation, l’équilibre de marché ne serait pas possible puisque les risques faibles seraient chez un concurrent ayant segmenté. Si le facteur de risque était observable, tant par les assurés que les assureurs, il y aurait un phénomène d’auto-sélection, les assurés à risque faible ayant les polices les moins chères. Cette situation constitue un équilibre séparant de Nash. Mais si le facteur de risque n’est pas observable, un équilibre sous-optimal peut être atteint, résultant d’une externalité négative de cette information non-accessible, à la manière de Wilson (1977), tel que décrit dans Cummins et al. (1982) dans le cas des contrats d’assurance-vie. Cela dit, Kleindorfer & Kunreuther (1980) montrent qu’accéder à davantage d’information ne conduit pas nécessairement à une amélioration du bien-être des consommateurs. De plus si la classification n’est pas autorisée, l’équilibre est maintenu, les risques faibles subventionnant les risques élevés.

Le second argument avancé pour justifier une segmentation est que cette dernière (et le fait, par conséquent, d’ajuster les primes au risque) serait juste et équitable. Mais cette vision de l’équité n’a pas toujours été de mise et semble portée par les développements techniques. Ainsi la classification est devenue de plus en plus fine, multipliant les classes de risque et conduisant à des tarifs « personnalisés ». En plus des avancées statistiques, des facteurs économiques pourraient justifier cette sophistication : la concurrence de plus en plus forte sur certaines branches.

Incertitude en assurance

Il y a plusieurs manières de caractériser l’incertitude en assurance. Comme bien souvent quand on fait des prévisions, il convient de distinguer l’incertitude associée à l’estimation des probabilités et l’incertitude réelle sur le résultat (aléa de l’évènement). Pour la seconde notion, Hacking (1975) parle de probabilité structurelle, et c’est celle qui est souvent utilisée pour introduire les concepts de probabilité, par exemple avec des dés ou des jeux de cartes : les probabilités sont connues, seule l’issue du jeu est incertaine. Par exemple je sais que la probabilité d’avoir 6 en lançant un dé est 1/6 (compte tenu de la géométrie du cube).

D’un point de vue statistique, la probabilité se mesure quand on peut observer une fréquence, c’est-à-dire une répétition de risques semblables. Les statisticiens ont ainsi défini une notion de probabilité empirique, basée sur la répétition[2]. Si, en lançant mille dés j’obtiens 173 fois la face 6, la probabilité empirique d’avoir 6 est de 17,3%. La loi des grands nombres nous assure que cette fréquence va tendre vers la vraie valeur en répétant l’expérience, et le théorème central limite permet d’en contrôler les fluctuations. C’est la première incertitude dont nous parlions au début de cette section, que nous appellerions l’erreur d’estimation.

On peut enfin mentionner deux notions supplémentaires ; tout d’abord, les probabilités conditionnelles. Cette idée est introduite en assurance par de Moivre, ou de Witt, lorsqu’ils notaient que pour estimer une probabilité de décès, il fallait considérer des personnes de même âge. C’est cette idée que l’on retrouve quand on considère une classification : on veut des risques homogènes, similaires, sans être pour autant identiques. La probabilité que l’on obtient est alors conditionnelle à ce facteur commun qui caractérise la classe observée. Dans notre exemple des dés, cela revient à dire qu’il ne faut pas lancer mille dés, mais mille fois le même dé – ou à défaut des dés semblables.

Enfin, les probabilités subjectives ont été formalisées par Bruno de Finetti et Leonard Savage (ainsi que plus philosophiquement par Frank P. Ramsey) pour comprendre et modéliser la prise de décision. Elles sont relativement populaires en économie de l’incertain, mais difficile à mettre en œuvre dans un contexte de valorisation de contrats d’assurance automobile ou habitation. Il s’agit d’un jugement, qui ne peut être confronté à la réalité, mais envisageable pour l’assurance de risques encore mal connus (McGrayne (2012) évoque ainsi les premiers contrats d’assurance aviation). Une approche bayésienne consiste alors à combiner cette probabilité subjective avec la probabilité comme fréquence observée d’un phénomène : partant d’une croyance a priori, on affine l’estimation par une mise à jour progressive en répétant les expériences. Classiquement, la probabilité d’avoir la face 6 sera une moyenne entre notre croyance (1 chance sur 6) et une probabilité dite historique, obtenue en faisant quelques lancés (3 sur 20 lancers, par exemple). Les poids attribués aux deux dépendant du nombre d’expériences effectuées : on donnera plus de crédit à l’expérience si on fait mille lancés que si on en fait soixante.

Incertitude sur le résultat, ou aléa fondamental

Les probabilités prédictives, utilisées pour calculer la prime d’un contrat d’assurance, sont la première étape d’un problème de classification. Un outil classique pour juger de la pertinence d’un classifieur est la courbe ROC, décrite dans Kuhn (2018)) : on compare la probabilité individuelle (a priori, telle que résultant du modèle de classification) à un seuil, compris entre 0 et 1; si la probabilité est inférieure au seuil, l’estimation est que la personne survit, sinon qu’elle décède.

On compare ensuite cette estimation aux réalisations (ex-post) de survie et de décès. Pour chaque seuil, on peut considérer la matrice classique dite matrice de confusion de théorie de la décision : elle consiste à répartir les observations suivant le résultat observé (en colonne) et l’estimation résultant du modèle en ligne (en fonction de la probabilité estimée pour l’individu et le seuil que l’on s’est fixé). On peut ainsi partager la population entre les classements corrects, et les erreurs (dont les « faux positifs » si la personne a survécu malgré une probabilité estimée de décès supérieure au seuil, et les « faux négatifs » si la personne décède malgré une probabilité estimée inférieure au seuil).

Figure 1: Courbe ROC et classification pour un seuil de probabilité valant 1.5%.

La courbe ROC est obtenue en faisant varier le seuil. Chaque seuil correspond à un point de la courbe, rapportant graphiquement les taux de faux positifs (en abscisse) et de vrais positifs (en ordonnée), comme sur la Figure 1.

Considérons un groupe de 1000 assurés, où 20 personnes sont décédées l’an passé. Supposons un modèle dans lequel on admet que la population est parfaitement homogène, la probabilité estimée de décès est de 2% pour tout le monde. Dans ce cas pour tout seuil supérieur à 2%, on estimera que la totalité de la population survit : on aura un taux de faux positifs de 0% et un taux de vrais positifs de 0%, d’où un point (0,0) sur le graphe. A l’inverse pour tout seuil inférieur à 2%, on estimera que la totalité de la population décède : on aura un taux de faux positifs de 100% et un taux de vrais positifs de 100%, d’où un point (1,1) sur le graphe. La courbe de ROC de ce modèle uniforme à 2% est donc la diagonale du carré sur la figure 1.

Mais on peut aussi imaginer qu’il existe un peu d’hétérogénéité avec, par exemple, une probabilité de décès de 1% pour une moitié de la population et de 3% pour l’autre moitié, ou encore que le modèle produit des probabilités comprises entre 1% et 3% de façon non dichotomique. Les données simulées pour construire la courbe noire sur la Figure 1 suppose que la population a des probabilités de décès variables, comprises entre 1% et 3%, obtenues par une régression logistique. Comme le montre le tableau de droite, on commet des erreurs, et comme le montre celle de gauche, la nature de celle-ci varie en fonction du seuil choisi, qui modifie les taux de faux positifs et de faux négatifs.

Le cas extrême serait celui où le modèle aurait correctement attribué une probabilité de 100% aux 20 personnes qui sont effectivement décédées. C’est la courbe rouge sur la Figure 1. Ce partage est possible ex-post, une fois réalisation de l’aléa : a posteriori, il y a une certitude de décès pour ceux qui sont effectivement morts. Mais cela n’a cependant pas grande réalité dans l’assurance, à moins d’imaginer que l’actuaire serait un oracle, qui saurait avec certitude qui va mourir, et qui va survivre. La réalité est plutôt celle de la situation intermédiaire entre la courbe rouge et la diagonale, avant d’arriver dans la région hachurée, où le taux d’erreur est faible, mais pas nul : on ne peut pas prédire, avec certitude, qui va décéder. L’assurance n’est possible que si cette borne supérieure n’est pas trop élevée.

Incertitude statistique, données et modèles

Une question fondamentale pour la survie de l’assurance est de savoir où se situe cette borne supérieure : jusqu’où peut-on aller, entre les deux cas extrêmes (population homogène avec une probabilité de 2% pour tous, et une population très discriminée, avec 2% de la population ayant 100% de chances de mourir, et l’autre 0%) ? Et de quoi cette borne dépend-elle ? En particulier, des modèles plus complexes, tels que les réseaux de neurones très profonds permettent-ils vraiment d’améliorer la prévision ? Et l’enrichissement de données, tel qu’on l’observe grâce aux objets connectés et la fusion avec toutes sortes d’informations externes, va-t-il déplacer la borne supérieure vers le haut ?

Si l’apprentissage profond – voir Goodfellow et al. (2018) – permet d’avoir des classifieurs d’images avec un taux d’erreur proche de 0%, il est difficile d’imaginer qu’il sera possible de prévoir, presque un an à l’avance (à la signature du contrat), qui décèdera dans l’année, qui aura la grippe, qui aura un dégât des eaux, etc. Les modèles plus complexes permettent d’améliorer les prévisions, en tenant compte de non-linéarités, d’effets croisés entre les variables tarifaires, mais pas au point de faire disparaître l’aléa. Et tant que l’assurance est envisagée ex-ante (la prime est fixée au début de la période de couverture), il est difficile d’imaginer que rajouter de l’information fera aussi disparaître l’aléa. C’est d’ailleurs le cas pour les tests génétiques qui n’expliquent qu’une (petite) partie du risque de cancer, par exemple. Et rajouter des données revient souvent à rajouter du bruit, ce qui rend le travail d’analyse plus complexe. Cependant, force est de constater que des modèles plus complexes et des données plus riches tendent effectivement à « améliorer » la prévision, en remontant la courbe ROC vers le haut. Mais se pose-t-on les bonnes questions ? Que signifie vraiment une borne très éloignée du cas homogène, sur la diagonale ?

Homogénéité, équité et causalité

Comme nous l’avons vu, la tarification en assurance repose sur une répartition des risques (des contrats) en catégories, au sein desquelles la distribution des pertes peut être estimée, afin de fixer un niveau de primes. La répartition se fait à partir des caractéristiques de l’assuré, et du bien assuré. En retraçant l’histoire de l’assurance, Ewald (1986) montre que les mécanismes de prévoyance se sont mis en place en déplaçant la charge des accidents du travail sur la société : on abandonne l’idée d’une responsabilité individuelle de l’accident en faveur de la solidarité. L’assurance distingue « entre le dommage que subit tel ou tel individu — c’est affaire de chance ou de malchance — et la perte liée au dommage dont l’attribution est, quant à elle, toujours collective et sociale ». Ce principe de solidarité sociale, de mutualisation des risques, fait que le risque (en assurance) est toujours pensé collectivement.

Aujourd’hui, les tarifs sont considérés comme « justes », ou « actuariellement équitables » si chaque prime correspond à la perte attendue (pour ne pas dire « espérée », au sens mathématique) pour chaque assuré. Dans cette perception de l’équité, une hypothèse essentielle est que les classes soient « homogènes ». En effet, dans l’hypothèse inverse, les personnes les moins risquées subventionnent les personnes les plus risquées, ce qui est perçu comme socialement injuste.

On peut décrire cette version de l’équité actuarielle à l’aide de la formule de décomposition de la variance. La variance globale se décompose en effet en deux termes, la variance inter-classes et la variance intra-classes : l’ « équité actuarielle » vise à ce que  les classes de risque soient relativement distinctes les unes des autres, donc une variance inter-classes forte, accompagnée d’une homogénéité des classes, donc une variance intra-classes faible. D’un point de vue statistique, chercher à augmenter l’une est équivalente à faire diminuer l’autre. Cette mécanique n’est pas toujours claire pour des observateurs non avertis ; ainsi dans l’affaire Manhart, un des cas les plus documentés sur la discrimination par le genre en assurance, le juge Stevens affirme : « we focus on fairness to individuals rather than on fairness to classes […] even a true generalization about a class is an insufficient reason for disqualifying an individual to whom the generalization does not apply» (cité dans Anzalone (2016)). Autrement dit, pour la justice, un critère statistique de type « true generalization » ne peut être opposable à un individu.

Une autre critique importante, que l’on retrouve dans la « gender directive », est le lien entre discrimination et causalité. En effet, statistiquement, les actuaires vont chercher des facteurs de classification fortement corrélés avec la sinistralité. Mais il est possible que ces facteurs ne soient qu’un proxy de la vraie variable causale, restée elle inobservée, conduisant à une mauvaise estimation du risque pour certains. Comme le notent Antonio et Charpentier (2017), le genre a ainsi été longtemps utilisé en assurance automobile car très corrélé avec des variables associées au style de conduite et à d’autres variables historiquement non observables (mais qui le sont aujourd’hui grâce aux objets connectés, comme le kilométrage, les heures de conduites, les types de routes utilisés, etc).

Ce lien avec les mécanismes causaux est d’ailleurs relativement profond, et Hacking (1975) y voit une connexion avec la « révolution probabiliste » : on peut assez facilement mettre en évidence des corrélations, mais les causes, si elles existent, nous restent plus opaques. Laplace au début du 19e siècle déclare ainsi que « la probabilité est relative en partie à nos connaissances, en partie à notre ignorance », liant les probabilités à la fois à une vision newtonienne déterministe du monde et à notre incapacité à le connaitre parfaitement. Cette dernière composante fait que l’on ne peut pas annoncer la date exacte du décès d’un individu, mais statistiquement, dans un groupe homogène, on peut prédire le nombre de décès au cours d’une année. Et pour revenir à la relation causale, le tabagisme par exemple ne cause pas forcément une mort prématurée mais fumer sera vu comme dangereux car il augmente la probabilité de décès pendant une période donnée. Ainsi nous montre Hacking (1975), la causalité est pensée aujourd’hui dans un contexte probabiliste, et non plus déterministe.

Abraham, K.S. (1985) Efficiency and fairness in insurance risk classification, Virginia Law Review 71: 403-451.

Anderson, A.W. (1978). A Critique of the Manhart Brief. The Actuary, 12:5.

Antonio, K. & Charpentier, A. (2017). La tarification par genre en assurance, corrélation ou causalité ? Risques, 109.

Anzalone, C.A. (2016). U.S. Supreme Court Cases on Gender and Sexual Equality. Routledge.

Bailey, H., Hutchison, T. & Narber, G. (1975) The regulatory challenge to life insurance classification, Drake Law Review Insurance Law Annual 4: 779-827

Barry L. (2019). Justice ou justesse? L’équité de l’assurance. Working paper #15, chaire PARI.

Charpentier, A. & Denuit, M. (2004). Mathématiques de l’Assurance Non-Vie : Principes Généraux de Théorie du Risque. Economica.

Cramer, H. (1946). Mathematical Methods of Statistics. Princeton University Press.

Cummins, J.D., Smith, B.D., Vance, R.N. & VanDerhai, J.L. (1982). Risk Classification in Life Insurance. Kluwer-Nijhoff Publishing.

Ewald F. (1986). L’État providence. Grasset.

Fisher, R. A. (1936).  The Use of Multiple Measurements in Taxonomic Problems. Annals of Eugenics. 7 (2): 179–188.

Frézal, S. & Barry, L. (2019). Fairness in Uncertainty: Some Limits and Misinterpretations of Actuarial Fairness, Journal of Business Ethics.

Goodfellow, U., Bengio, Y. & Courville, A. (2018) L’apprentissage profond. Massot Edition.

Hacking, I. (1975) The Emergence of Probability. Cambridge University Press

Hoy, M. (1982) Categorizing risks in the insurance industry, The Quarterly Journal of Economics 97: 321-336.

Kleindorfer, P. & Kunreuther, H. (1980) Misinformation and Equilibrium in Insurance Markets, in Economic Analysis of Regulated Markets, Jörg Finsinger Editor, Springer Verlag, 67-90

Kuhn, M. & Johnson, K. (2018). Applied Predictive Modeling. Springer Verlag.

Martin,G.D. (1976) Gender Discrimination in Pension Plans, Journal of Risk and Insurance 43.

McGrayne, S.B. (2012) The Theory That Would Not Die: How Bayes’ Rule Cracked the Enigma Code, Hunted Down Russian Submarines, and Emerged Triumphant from Two Centuries of Controversy. Yale University Press.

Ramsey P.F. (1926). Truth and Probability.

Schauer, F. (2006) Profiles, Probabilities, and Stereotypes. Harvard University Press.

Von Mises, R. (1957). Probability, Statistics and Truth. Dover publications.

Wilson, C. (1977). A model of insurance markets with incomplete information. Journal of Economic Theory, 16:2, 167-207.

[1] Au sens statistique du mot, dans le sens introduit par Fisher (1936).

[2] Dans cette approche fréquentiste, et notamment pour Ronald Fisher et Richard von Mises, la probabilité d’un évènement unique (dit « one shot ») n’a pas de sens.

Insurance data science : Pictures

At the Summer School of the Swiss Association of Actuaries, in Lausanne, following the part of Jean-Philippe Boucher (UQAM) on telematic data, I will start talking about pictures this Wednesday. Slides are available online

Ewen Gallic (AMSE) will present a tutorial on satellite pictures, and a simple classification problem, related to Alzeimher detection.

We will try to identify what is on the following pictures, starting with the car

(we will see that the car is indeed identified)

We will also discuss previous pictures from the summer school

Insurance data science : use and value of unusual data #1

Next week, with , I will be at the Summer School of the Swiss Association of Actuaries, in Lausanne, with Jean-Philippe Boucher (UQAM) and Ewen Gallic (AMSE).

I will give an introductionary talk on Monday morning, and the slides are now available

There will be some hands-on applications, on R. I will share some codes in the slides.

La Ville, Conférence CartoStats

Vendredi, je participerai à la journée CartoStats organisée à Paris Diderot à l’occasion des 60 ans du Comité Français de Cartographie par Françoise Bahoken, Laurent Jégou et Hélène Mathian (entre autres). On m’a proposé une intervention de 20 minutes, et ça sera l’occasion de revenir sur des travaux récents avec Lucas Vernet (doctorant à Sciences Po), Alfred Galichon (professeur à Columbia) et Ewen Gallic (qui vient de défendre son doctorat, la semaine dernière, et qui commencera son post-doc avec moi à la rentrée sur la démographie participative). Et histoire d’avoir une cohérence dans mon exposé, j’ai pris un fil rouge qui sera la ville en économie. Les slides sont en ligne (ils ont été mis à jour par rapport au billet, avec des références complémentaires), mais ils sont purement visuels, et je me suis dit qu’un billet permettrait de les compléter.

Plus que la ville, c’est la notion d’agglomération autour d’un centre qui va m’intéresser – ce que les géographes appellent CBD (Central Business District) ou centre des affaires – et la localisation des vendeurs dans l’espace (souvent dans des “villes”) compte tenu d’une répartition d’acheteurs. On peut remonter aux travaux de von Thünen ou Kohl qui, les premiers, justifient l’existence de villes monocentriques, autour d’un centre.

Mais pour tous les économistes, quand on parle de “ville”, on pense instinctivement à la “ville linéaire” introduite par Hotelling en 1929

avec cette ville incroyablement simpliste, on peut justifier la concentration des firmes en un “centre”. On suppose  ici la population répartie (uniformément) dans cette ville, et les firmes cherchent où se placer, de manière optimale. Et on peut montrer assez facilement qu’avec deux firmes, un équilibre stable est que les villes s’installent toutes les deux au centre.

Mais on l’a dit, cette ville linéaire n’est pas très réaliste, et pas très représentative de la plupart des villes. Cela n’empêche pas certains auteurs de changer les hypothèses pour arriver à d’autres configurations d’équilibres, comme le montre Fujita & Thisse (1997), en reprenant Fujita & Ogawa (1982)

La première tentative pour passer en bi-dimensionnel a été la ville circulaire de Salop (1979), mais on le voit, c’est une fausse extension du cas précédant. On reste assez fondamentalement en une dimension,

Une autre extension pourrait être la ville “étoilée”, avec une population répartie en étoile, le long de routes. Mais là encore, si ce modèle est encore assez populaire, on se demande pourquoi ne pas envisager la création de route périphérique, autour du centre.

Autrement dit, l’économie spatiale et l’économie urbaine ne peuvent se penser sans faire intervenir la dimension des transports (comme le dit le théorème d’impossibilité de Starrett (1978)). L’extension logique est alors de voir la ville sous forme d’un réseau, comme l’avait fait Christaller (1933), afin de commencer une analyse microéconomique de la répartition de l’offre et de la demande.

Mais cette dimension rend le problème plus complexe, car il existe une infinité de réseaux, et tous ont leurs particularité. Et les réseaux ont une particularité : l’intuition que l’on a en terme de distance et de voisins tend à disparaître. Par exemple sur le graphique ci-dessous, 8 points sont répartis sur la région parisienne, et on y accède par métro. La figure du haut correspond au diagramme de Voronoï classique (c’est à dire aux zones d’affluence de magasins si les prix sont identiques) avec une norme euclidienne (à vol d’oiseau). Le graphique du dessous correspond au diagramme de Voronoï si on utilise la distance en métro. On voit que les zones d’affluence ne sont plus les mêmes.

Le problème économique que l’on peut envisager est alors celui d’un matching bipartite, où les “consommateurs” vont se rendre chez un “producteur” (et un seul). On peut imaginer des contraintes de capacité des producteurs, voire des problèmes de congestion sur le réseau, etc.

On a récemment étudié ce genre de modèles avec Alfred et Lucas, tout d’abord avec la localisation des maternités (le bien est ici un accouchement : on sait – par communes – le nombre de femme ayant accouché, et on a des informations sur les maternités) et les stations essence (le bien est ici un plein d’essence : on a la localisation des stations en Bretagne, et la localisation d’utilisateurs d’une api qui souhaitent connaître le prix de l’essence proche de leur localisation). Compte tenu de l’offre et de la demande, il est possible d’en déduire le “prix” de ces biens, et donc leur valeur. Ceci permet, par exemple, de voir où il serait nécessaire d’implanter une nouvelle maternité, par exemple.

Mais l’étude de réseaux ne peut se faire en statistique. L’important est d’ajouter une dimension temporelle. Dans l’exemple de la ville linéaire, on suppose les agents uniformément répartis dans la ville, puis les firmes se localisent, mais comment ne pas imaginer ensuite que cette localisation influencera a son tour la répartition des agents? Beckman (1976) note ainsi que les individus se répartiront au sein de la ville avec “a density distribution which is symmetric and decreasing from the center

C’est la notions d’externalités résultats des interactions entre firmes et/ou ménages.

Cette dimension est assez fondamentale, en témoigne la visualisation de l’épidémie de choléra à New York en 1832.

En effet, la prise en compte de la dimension spatiale permet de voir où est née l’épidémie de choléra, et de montrer l’importance des points d’eau, comme l’avait noté John Snow lors de l’épidémie de Londres en 1854 (raconté dans un article paru la semaine passée).

Les exposés de vendredi après midi étant autour des thèmes “nouvelles méthodes, nouveaux outils” et “nouveaux usages“, ça sera l’occasion de présenter des travaux récents avec Ewen sur la création de cartes évoluant dans le temps.

A titre indicatif, nous allons travailler cet été sur la création de telles cartes pour étudier le déplacement de descendants d’un couple, qui s’est marié en 1800 dans un village du Finistère, du bocage normand, ou du sud de la Bourgogne. A suivre donc….