Rapports économiques et sociaux
Les caractéristiques des quartiers et la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes de familles à revenu faible, moyen et élevé dans les régions métropolitaines du Canada

par Mark Brown, Jonathan Fonberg, Grant Schellenberg et River Yang

DOI : https://doi.org/10.25318/36280001202100500006-fra

Résumé

La présente étude examine l’association entre la satisfaction à l’égard de la vie et les caractéristiques de quartier, en se fondant sur les données au niveau de la personne tirées en grande partie de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2015, 2016 et 2017, et les données au niveau du quartier provenant d’autres sources. Selon les résultats, après prise en compte de caractéristiques individuelles (p. ex. l’âge, la santé, le sentiment d’appartenance à la communauté, le mode d’occupation du logement et le revenu), les caractéristiques du quartier, comme l’accès aux transports en commun, les parcs, les espaces verts et la criminalité sont associées à la satisfaction à l’égard de la vie. Cependant, l’association entre la satisfaction à l’égard de la vie et les caractéristiques du quartier est plus évidente pour les personnes se situant dans la tranche inférieure de 20 % de la répartition du revenu familial. Ces familles ont probablement un choix de quartier plus limité et sont donc moins touchées par les processus de péréquation de la satisfaction à l’égard de la vie entre les quartiers et par les effets de sélection qui peuvent biaiser les estimations de la relation entre les quartiers et la satisfaction à l’égard de la vie.

Mots clés : bien-être, effets du quartier, quartiers, satisfaction à l’égard de la vie

Remerciements

Les auteurs reconnaissent avec gratitude la contribution de Dan Lawson Crouse, qui a construit la variable des espaces verts utilisée dans cette analyse; Alessandro Alasia, qui a fourni les variables du transport en commun et de l’accès à des parcs; Simon Hemm, qui a fourni la variable de la criminalité; et Jordon Davidson, qui a contribué aux travaux exploratoires pendant la phase initiale du projet. Les auteurs remercient également John Helliwell et Andrea Craig, ainsi que les participants au séminaire REAL (Regional Economic Applications Laboratory) à l’University of Illinois Urbana-Champaign et aux réunions nord-américaines de la Regional Science Association International.

Auteurs

Mark Brown (mark.brown@canada.ca), Jonathan Fonberg (jonathan.fonberg@canada.ca), Grant Schellenberg (grant.schellenberg@canada.ca) et River Yang (zhe.yang@canada.ca) travaillaient à la Division de l’analyse sociale et de la modélisation, Direction des études analytiques de Statistique Canada, au moment de la rédaction de la présente étude. Les auteurs sont présentés en ordre alphabétique.

Introduction

Les travaux de recherche sur les effets de quartier reposent sur la prémisse que les différences dans les contextes où vivent les personnes donnent lieu à des différences sur le plan de leurs résultats. Bien que de nombreuses études se soient penchées sur les liens qui existent entre les caractéristiques des quartiers, d’une part, et les résultats en matière de santé et la satisfaction à l’égard du quartier d’autre part, peu d’entre elles ont examiné la relation entre les caractéristiques des quartiers et le bien-être subjectif, en particulier la satisfaction à l’égard de la vie. Cette dernière relation mérite que l’on s’y intéresse, étant donné son importance pour un certain nombre de domaines de politique publique. Par exemple, la Stratégie nationale sur le logement du Canada reconnaît explicitement que le logement et le quartier font partie intégrante du bien-être des personnes, et les initiatives publiques mettent l’accent sur la construction de « …logements qui seront entièrement intégrés dans la collectivité — près des transports en commun, des lieux de travail et des services publics » (gouvernement du Canada, 2017, p. 4). De même, les renseignements au niveau du quartier occupent une place de plus en plus grande dans les initiatives visant le mieux-être, et ce, qu’elles soient fondées soit sur un cadre d’indicateurs (p. ex. l’Indice canadien du bien-être), soit sur une approche subjective en matière de bien-être (Helliwell, Shiplett et Barrington-Leigh, 2018). Ces renseignements sont particulièrement pertinents dans un contexte où les politiques publiques attachent une importance accrue aux mesures du bien-être qui vont au-delà du produit intérieur brut. Selon les données probantes auxquelles on a accès, la situation du quartier (p. ex. la pauvreté dans le quartier et la qualité de l’environnement) a un important effet sur la santé et le bien-être (Ludwig et coll., 2012, 2013)^Note .

Fondée sur des données d’enquête transversales regroupées provenant de trois années de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC), combinées à des données au niveau du quartier provenant de plusieurs sources, la présente étude examine l’association entre les caractéristiques des quartiers et la satisfaction autodéclarée des répondants à l’égard de la vie. Elle contribue ainsi, de différentes façons, à la littérature existante dans ce domaine. Tout d’abord, elle réunit un ensemble solide de caractéristiques au niveau de la personne et du quartier en un seul cadre empirique. Les mesures de la densité de la population du quartier et du revenu familial médian sont tirées des données du recensement et des données fiscales; les mesures de la proximité du quartier par rapport aux transports en commun et aux parcs sont tirées de sources ouvertes; une mesure des espaces verts du quartier est tirée de l’imagerie satellitaire; et les mesures de la criminalité de quartier sont tirées de sources administratives. Ensuite, elle définit et mesure les quartiers à une échelle relativement petite. Jusqu’à récemment, au Canada, les chercheurs utilisaient principalement les secteurs de recensement (SR) pour définir les quartiers. De nouvelles sources de données et techniques d’intégration permettent désormais de définir les quartiers au moyen des aires de diffusion (AD). Dans les régions métropolitaines de recensement (RMR) du Canada, la population médiane des SR est de 4 486 habitants, tandis que celle des AD est de 544 habitants^Note . Cela donne lieu à une résolution géographique plus fine que celle qui était généralement offerte jusqu’à présent. Enfin, une légère amélioration est apportée en matière de prise en compte des effets de sélection, fondés sur la présomption selon laquelle les personnes au bas de l’échelle de répartition du revenu sont moins en mesure de choisir le quartier où elles vivent.

Dans l’ensemble de l’échantillon, les personnes qui vivent dans des quartiers dotés d’un meilleur accès à l’environnement naturel (mesuré en termes d’espaces verts et d’accès à des parcs) font état d’un niveau de satisfaction à l’égard de la vie plus élevé que celles qui vivent dans des quartiers où cet accès est moindre. Ce constat persiste lorsque des caractéristiques individuelles, comme l’âge, le revenu et l’état de santé, sont prises en compte. Il n’existe pas d’association indépendante entre les autres caractéristiques de quartier et la satisfaction à l’égard de la vie. Toutefois, ces estimations agrégées pour tous les répondants masquent des corrélations significatives entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes de différents segments de la répartition du revenu.

La corrélation entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie est plus marquée chez les répondants du quintile de revenu inférieur. Au sein de ce groupe, la proximité de parcs et du transport en commun est associée positivement à la satisfaction à l’égard de la vie, tandis que les taux de criminalité y sont associés négativement. Il n’existe en revanche pas de corrélation significative entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie chez les répondants des trois quintiles de revenu moyen. Chez les répondants du quintile de revenu supérieur, les espaces verts et la densité de la population sont associés positivement à la satisfaction à l’égard de la vie. La signification et la force des corrélations entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie chez les répondants du quintile de revenu inférieur peuvent rendre compte de la capacité plus limitée de ces répondants de choisir des quartiers qui répondent à leurs besoins^Note .

Le reste de la présente étude est structurée comme suit : une revue de la littérature est présentée, suivie d’une description des données et des méthodes utilisées pour l’étude, d’une présentation des estimations multivariées de l’association entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie, puis d’une brève conclusion.

Revue de la littérature

Malgré la littérature abondante portant sur l’association entre les caractéristiques des quartiers et les résultats en matière de santé, les mesures plus générales du bien-être ont reçu beaucoup moins d’attention, notamment en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie. Dans les études menées à ce jour, des facteurs comme la densité de la population, le revenu, les caractéristiques de l’environnement ambiant, la criminalité et l’accès aux transports en commun comptent parmi les variables centrales prises en compte.

De manière générale, il a été démontré que la densité de la population (ou des variables connexes) a une association négative avec la satisfaction à l’égard de la vie. Berry et Okulicz-Kozaryn (2009) constatent que la satisfaction à l’égard de la vie est plus faible dans les grandes villes que dans les régions rurales des pays à revenu élevé. Le World Happiness Report 2020 fournit une analyse approfondie de ce phénomène, avançant que dans la plupart des pays, les personnes qui vivent en milieu urbain sont généralement plus heureuses que celles qui vivent en milieu rural; ces avantages étant moins nombreux et parfois inversés dans un certain nombre de pays riches (Helliwell et coll., 2020; Burger et coll., 2020). Au Canada, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie est plus faible dans les régions urbaines que dans les régions rurales (Helliwell et coll., 2019). Au niveau du quartier, Li et Kanazawa (2016), Cao (2016) et Ala-Mantila et coll. (2018) font état d’une association négative entre la densité et la satisfaction à l’égard de la vie ou la qualité de vie. Les études sur les quartiers ont tendance à ne tenir compte que de la densité, ce qui soulève des questions d’interprétation, car les quartiers à forte densité comportent des caractéristiques positives, comme les services locaux et les transports en commun, et des caractéristiques négatives, comme les embouteillages et la pollution. L’ensemble des caractéristiques de quartier compris dans la présente étude permet d’estimer l’association entre la satisfaction à l’égard de la vie et la densité nette de plusieurs effets potentiellement confondus.

L’association attendue entre le revenu du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie n’est pas claire. Comme le souligne Hou (2014, p. 1086), les effets divergents du revenu du quartier sur la satisfaction à l’égard de la vie peuvent aller dans deux directions :

L’association pourrait être positive si les personnes profitaient des ressources, de l’aménagement et du capital social améliorés dans les régions à revenu élevé. L’association pourrait aussi être négative, si les personnes tentaient de reproduire le style de vie de leurs voisins plus fortunés.

Bien que de nombreuses études révèlent une association négative entre le revenu du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie (Luttmer, 2005; Helliwell et Huang, 2010; Dittmann et Goebel, 2010), d’autres concluent que ces effets dépendent de l’échelle des quartiers utilisée dans l’analyse (voir Barrington-Leigh et Helliwell, 2008) et des covariables incluses dans le modèle (Hou, 2014).

Un nombre croissant d’études font état de relations entre les caractéristiques environnementales à l’échelle locale et la satisfaction à l’égard de la vie. Par exemple, des corrélations positives ont été observées entre la qualité de l’air et la satisfaction à l’égard de la vie (Silva et Brown, 2013; Ambrey, Fleming et Manning, 2014) ainsi qu’entre les espaces verts et la satisfaction à l’égard de la vie (Van Herzele et de Vries, 2012; Ambrey et Fleming, 2013; Krekel et coll., 2016; MacKerron et Mourato, 2013; Kopmann; et Rehdanz, 2013). Divers mécanismes (y compris les avantages réparateurs pour la santé mentale et les possibilités d’activité physique et d’interactions sociales) peuvent permettre de corréler les espaces verts au bien-être et à la satisfaction à l’égard du quartier (Van Herzele et de Vries, 2012; Zhang et coll., 2017). Krekel et MacKerron (2020) constatent que les espaces verts (et les espaces bleus) sont associés à un plus grand bien-être, surtout lorsque l’on y passe du temps avec de la famille ou des amis.

La relation entre la criminalité et la satisfaction à l’égard de la vie a été abordée sous différents angles, et notamment selon le rôle que jouent : 1) les expériences personnelles en matière de criminalité; 2) les perceptions de la criminalité; et 3) les taux de criminalité réels dans la région locale. Les chercheurs ont fait état d’une corrélation négative entre la criminalité et la satisfaction à l’égard de la vie, et ont examiné le phénomène en utilisant les particuliers et les pays comme unité d’analyse. Des taux de criminalité plus élevés sont associés à une plus faible satisfaction à l’égard de la vie des résidents aux échelons municipal (da Palma, Lopes et Monterio, 2012; Medina et Tamayo, 2012) et national (Di Tella, MacCulloch et Nopo, 2008). À l’échelle du pays, Helliwell et Wang (2011) montrent que les taux de criminalité perçus jouent un rôle plus important que les taux de criminalité réels pour ce qui est d’expliquer les différences dans le bien-être subjectif entre les pays, ce qui rend compte de différences sous-jacentes marquées en matière de confiance sociale. Au niveau de la personne, Ambrey, Fleming et Manning (2014, p. 877) constatent que les taux de criminalité réels nuisent davantage à la satisfaction autodéclarée à l’égard de la vie d’une personne que les taux perçus de criminalité, mais ils poursuivent en soulignant que les taux de criminalité perçus ont un effet négatif sur la satisfaction à l’égard de la vie au-delà de ceux associés à la criminalité réelle.

Les données sur le temps de déplacement et la satisfaction à l’égard de la vie sont mitigées. Bien que certaines études fassent état d’une corrélation négative (Stutzer et Frey, 2008), des données plus récentes indiquent que la relation n’est peut-être pas aussi linéaire ou aussi forte qu’on ne le pensait auparavant (voir Ingenfeld, Wolbring et Bless, 2019) et peut varier selon que le navettage se fait en famille ou entre amis (Krekel et MacKerron, 2020). Dans la présente étude, l’accent n’est pas mis sur la distance ou la durée du trajet, mais plutôt sur la proximité des transports en commun. On y souligne ainsi plutôt la disponibilité des biens publics pouvant faciliter la mobilité au quotidien. Des études récentes dans ce domaine révèlent une corrélation positive entre l’accessibilité aux transports en commun et le bien-être subjectif (Ma et coll., 2018; Dong et Qin, 2017; Delmelle et coll., 2013).

Effets de sélection et d’équilibre spatial

De nombreux facteurs peuvent biaiser ou réduire l’association estimée entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie, mais les effets de sélection et d’équilibre spatial sont particulièrement notables. Le biais de sélection se produit lorsque le mécanisme de sélection dans les quartiers n’est pas indépendant du résultat étudié (Bergström et Van Ham, 2010, p. 2). Si les personnes ayant un niveau de satisfaction plus élevé à l’égard de la vie choisissent des quartiers comptant, par exemple, plus d’espaces verts, et que cela n’est pas pris en compte, l’association observée entre les espaces verts et la satisfaction à l’égard de la vie pourrait être attribuable à la sélection plutôt qu’à une contribution positive des espaces verts au bien-être.

Les effets d’équilibre spatial résultent de la tendance de péréquation des services publics (satisfaction à l’égard de la vie) entre les quartiers. Prenons l’exemple d’un quartier offrant de meilleures commodités (p. ex. accès à des parcs). L’augmentation de la demande de logement dans ce quartier entraînerait une hausse du prix des terrains et, en retour, une hausse du coût du logement, ce qui limiterait d’autres formes de consommation en raison des contraintes budgétaires des ménages. En théorie, les prix des terrains feraient l’objet d’une offre jusqu’à la péréquation des services publics entre les quartiers, sans quoi un incitatif à s’installer dans des quartiers présentant des commodités supérieures demeurerait. Ainsi, en matière d’équilibre spatial, on ne s’attend à aucune relation entre les commodités de quartier (et les handicaps) et la satisfaction à l’égard de la vie. Cela ne veut pas dire que le contexte du quartier n’influe pas sur la satisfaction à l’égard de la vie. Cela signifie plutôt que les ménages sont prêts à faire des compromis entre les effets positifs et négatifs des quartiers sur la satisfaction à l’égard de la vie et d’autres formes de consommation. Bien entendu, un équilibre spatial ne se maintiendra que si les ménages ont les moyens de se déplacer d’un quartier à un autre (Morrison, 2014), entre autres facteurs.

De nombreux ménages, comme les ménages à faible revenu, peuvent ne pas être en mesure de payer les prix du marché des quartiers qui répondent à leurs besoins et, par conséquent, peuvent se retrouver sans les commodités qu’ils préfèrent. C’est au sein de ces ménages que les relations entre les caractéristiques du quartier et le bien-être subjectif devraient être les plus fortes^Note . Dans la présente étude, les répondants sont divisés en quintiles de revenu familial, afin d’établir les associations entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie, tout en réduisant de façon plausible l’influence de la sélection sur les estimations pour les ménages à faible revenu^Note .

Données et méthodes

Le fichier de données analytiques utilisé pour la présente étude se compose, essentiellement, de renseignements au niveau de la personne tirés de l’ESCC, et regroupés sur trois ans (2015, 2016 et 2017). L’échantillon se limite aux répondants de l’ESCC qui habitent dans les 29 RMR pour lesquelles un ensemble complet de caractéristiques du quartier au niveau de l’AD est accessible^Note . Cela a donné lieu à un échantillon qui a été utilisé dans l’analyse de régression de 46 626 personnes résidant dans 6 481 quartiers de niveau de l’AD, au sein de 29 centres urbains.

La relation entre la satisfaction à l’égard de la vie (ls) et les caractéristiques des répondants et de leurs quartiers est modélisée comme suit :

$$l{s}_{ijt}^c=\text{α}+\text{β}{x}_{ijt}+\text{δ}{z}_j+{\text{γ}}_m+{\rho }_t+{\text{ε}}_{ijt},$$

où $i$ indexe les répondants, $j$ , les aires de diffusion et t, les années d’enquête. $x_{ijt}$ et $z_j$ sont des caractéristiques individuelles (p. ex. état de santé) et des caractéristiques au niveau de l’aire de diffusion (p. ex. densité de la population). Des variables binaires de la RMR, ${\gamma }_m$ , sont incluses pour tenir compte de caractéristiques non observées à l’échelle de la RMR (p. ex. le climat ou les embouteillages), qui pourraient également influer sur la satisfaction à l’égard de la vie. Une variable de tendance temporelle, ${\rho }_t$ , est incluse pour tenir compte des différences dans les réponses relatives à la satisfaction à l’égard de la vie entre les années d’enquête^Note . Le modèle est estimé parmi les répondants regroupés et classés en catégories de revenu (c), définies en fonction de quintiles ou d’agrégations de quintiles. Le modèle est estimé à l’aide des moindres carrés ordinaires.

Pour mesurer la satisfaction à l’égard de la vie, la question suivante a été posée aux répondants : « Sur une échelle de 0 à 10, où 0 signifie “Très insatisfait” et 10 signifie “Très satisfait”, quel sentiment éprouvez-vous présentement à l’égard de votre vie en général? » La plupart des répondants étaient relativement satisfaits de leur vie. La satisfaction moyenne à l’égard de la vie était de 8,1, avec un écart-type de 1,5. Un peu moins de 90 % de la population canadienne (89 %) a déclaré une satisfaction à l’égard de la vie de 7 ou plus, et environ 1 % a indiqué une satisfaction à l’égard de la vie de 3 ou moins.

Les renseignements au niveau de la personne sur la satisfaction à l’égard de la vie et les caractéristiques sociodémographiques ont été tirés de l’ESCC^Note . Ils comprennent le genre, l’âge, la taille du ménage, l’autoévaluation de la santé physique, les diagnostics déclarés de troubles anxieux ou de troubles de l’humeur, le mode d’occupation du logement (c.-à-d. propriétaire ou locataire) et le sentiment d’appartenance à la communauté locale. De plus, des renseignements sur le type de logement (c.-à-d. maison individuelle non attenante ou logements multiples), la durée de résidence à l’adresse actuelle et le revenu familial des personnes ont été tirés du Fichier des familles T1 et du Registre des adresses; le revenu a été corrigé pour tenir compte de la taille de la famille. Le tableau 1 présente des renseignements sur ces variables.

Les statistiques descriptives des caractéristiques individuelles sont présentées au tableau 2. L’âge moyen (après pondération) des répondants était de 46 ans; la majorité (85 %) vivait au sein d’un ménage comptant plus d’une personne, et la grande majorité occupait un emploi. Étant donné que l’ensemble de données se limite aux RMR, une proportion relativement élevée de répondants étaient des immigrants (31 %). Un peu plus de 70 % étaient propriétaires de leur logement et 54 % vivaient dans un logement non attenant. La plupart (81 %) vivaient à leur adresse depuis plus d’un an, et environ les deux tiers ont déclaré ressentir un sentiment d’appartenance plutôt fort ou très fort à leur communauté. En ce qui concerne la santé, un peu moins de 10 % ont évalué leur état de santé comme étant mauvaise ou passable, et une proportion semblable de répondants ont déclaré être atteints d’un trouble anxieux ou de l’humeur.

Les variables au niveau du quartier ont été mesurées au niveau de l’AD. Toutefois, des données sur des unités géographiques encore plus petites, en particulier les îlots de diffusion (ID), ont été utilisées dans la construction de plusieurs variables au niveau de l’AD. Afin de mieux tenir compte de la densité vécue par les personnes au sein de leur environnement immédiat, les densités de population ont été calculées pour tous les ID au sein d’une AD donnée et une moyenne pondérée en fonction de la population a ensuite été calculée au niveau de l’AD (voir l’annexe 1 pour de plus amples détails). Une approche semblable a été appliquée à la mesure des espaces verts. À l’aide de données d’imagerie satellitaire, l’exposition aux espaces verts a été mesurée sur une échelle de 0 à 1; les valeurs plus élevées représentant une végétation plus dense à moins de 1 000 mètres du code postal d’un répondant. La valeur moyenne des espaces verts a ensuite été calculée pour tous les codes postaux associés à chaque AD, ce qui a donné des estimations au niveau de l’AD^Note . L’accès à des parcs a été mesuré au moyen d’une variable binaire indiquant la présence ou non d’un parc à moins de 1 000 mètres d’un ID au sein de l’AD d’un répondant. L’accès aux transports en commun a été mesuré au moyen d’un score d’accessibilité (de proximité) (voir le tableau 1) et a été déclaré comme une valeur d’indice variant de 0 à 1, où 1 représentait l’ID comptant le nombre maximal de trajets et 0, l’ID comptant le moins grand nombre de trajets^Note . La moyenne des valeurs d’indice des ID a été calculée au niveau de l’AD en utilisant les populations des ID comme poids. Une variable binaire a été utilisée pour indiquer un accès aux transports en commun élevé, défini comme les 30 % supérieurs des AD de la répartition. Le revenu médian « du quartier » a été calculé en utilisant le revenu ajusté par équivalence « membres adultes » pour toutes les familles résidant dans chaque AD. Les taux de criminalité au niveau de l’AD ont été calculés comme le nombre de crimes contre les biens et de crimes violents déclarés dans l’AD, divisé par la population totale de l’AD. Les AD ont été triées de la plus faible à la plus élevée en fonction des taux de criminalité, ceux se situant dans la tranche supérieure de 10 % de la répartition des crimes violents ou des crimes contre les biens étant définis comme des secteurs à criminalité élevée dans le modèle. Les taux de criminalité au niveau de l’AD ont été seulement déclarés lorsque 75 % ou plus des crimes dans une RMR étaient attribués à une AD.

Le tableau 2 présente des statistiques descriptives sur les caractéristiques des quartiers. La densité moyenne pondérée en fonction de la population de toutes les AD est d’environ 7 700 habitants^Note . Sur une échelle de 0 à 1, l’accès à des espaces verts donne un indice moyen de 0,48. La valeur moyenne de l’indice d’accessibilité des transports en commun dans les AD en dessous du 90e centile est de 0,006; ce qui représente un cinquième de celle des AD au 90e centile ou plus (0,043). L’incidence moyenne par habitant des crimes contre les biens pour les AD inférieures au 90e centile est de 0,02, mais six fois plus élevée (0,12) pour les AD égales ou supérieures au 90e centile. Les crimes violents sont moins probables, mais la différence est tout aussi grande.

Le tableau 3 présente les corrélations entre la satisfaction à l’égard de la vie et les variables explicatives, ainsi que les corrélations entre les variables explicatives elles-mêmes. Toutes les variables au niveau de la personne et du quartier présentent une corrélation significative avec la satisfaction à l’égard de la vie au niveau de 5 %. Les plus fortes corrélations concernent la santé, puisqu’on constate une corrélation positive de 0,29 entre la santé physique autoévaluée et la satisfaction à l’égard de la vie, et une corrélation négative de 0,23 entre un trouble anxieux ou de l’humeur autodéclaré et la satisfaction à l’égard de la vie. Le revenu familial, le sentiment d’appartenance à la communauté et l’accession à la propriété ont tous des corrélations positives d’environ 0,15. Dans l’ensemble des caractéristiques des quartiers, la satisfaction à l’égard de la vie est positivement corrélée avec le revenu moyen de l’AD (r = 0,14), les espaces verts (r = 0,09) et l’accès à des parcs (r = 0,03), et négativement corrélée avec la densité de la population (r = -0,07) et les taux de criminalité élevés (r = -0,04). Étonnamment, l’accès aux transports en commun est également associé négativement (r = -0,06) à la satisfaction à l’égard de la vie.

Dans l’ensemble, les corrélations entre les caractéristiques des quartiers et la satisfaction à l’égard de la vie sont relativement faibles. Cependant, comme cela a été mentionné précédemment, la tendance de péréquation des services publics (satisfaction à l’égard de la vie) dans l’espace devrait pousser l’association entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie vers zéro, sauf parmi les sous-populations n’ayant pas la capacité de s’installer dans des quartiers répondant à leurs besoins. Les données descriptives appuient dans une certaine mesure cette hypothèse, les corrélations entre la satisfaction à l’égard de la vie et la criminalité au niveau de l’AD et l’accès à des parcs étant les plus importantes parmi les personnes du quintile de revenu inférieur (voir le tableau 4). Ce n’est pas le cas en termes de densité de population, d’accès aux transports en commun et d’espaces verts.

En ce qui concerne les corrélations entre les caractéristiques des quartiers eux-mêmes (voir le tableau 3), la densité de la population est fortement et négativement corrélée avec l’accès à des espaces verts (r = -0,62) et moins fortement, mais toujours négativement corrélée, avec l’accessibilité à des parcs (r = -0,10). L’accès à des espaces verts et à des parcs est lié, mais la corrélation entre eux est relativement faible (r = 0,07). Cela semble rendre compte des différents aspects de l’environnement naturel et, comme on le voit ci-dessous, cela semble avoir des effets indépendants sur la satisfaction à l’égard de la vie. La densité de la population est fortement et positivement associée avec l’accès aux transports en commun (r = 0,53). Cela est compatible avec la densité qui stimule la demande locale et l’offre de services de transports en commun, lesquels sont fournis plus efficacement dans les régions densément peuplées. Enfin, le revenu du quartier est positivement corrélé à la fois avec les espaces verts et avec les parcs, et négativement corrélé avec la densité, l’accès aux transports en commun et la criminalité.

Estimations du modèle

L’analyse multivariée s’est déroulée en deux étapes. Premièrement, le modèle a été estimé avec seulement des caractéristiques individuelles incluses comme variables explicatives. Ce modèle a été appliqué à l’échantillon complet de répondants, ainsi qu’aux répondants des quintiles de revenu familial inférieur, intermédiaires (trois) et supérieur. Cela a permis d’établir un ensemble de résultats de référence. Au cours de la deuxième étape, les modèles ont été enrichis des caractéristiques de quartiers susmentionnées.

Dans l’ensemble de l’échantillon, l’effet des caractéristiques individuelles sur la satisfaction à l’égard de la vie concorde, en grande partie, avec ce qui a été relevé dans la littérature. La satisfaction à l’égard de la vie est plus faible chez les personnes dont la santé physique et mentale est moins bonne et qui bénéficient d’un soutien social plus faible à la maison et au sein de la collectivité (selon la taille du ménage et le sentiment d’appartenance à la communauté) (tableau 5). La relation en forme de U bien établie entre l’âge et la satisfaction à l’égard de la vie est observée, la satisfaction à l’égard de la vie diminuant jusqu’au début de la cinquantaine et augmentant par la suite. La satisfaction à l’égard de la vie est légèrement plus faible chez les hommes que chez les femmes et chez les immigrants que chez les personnes nées au Canada. Les circonstances économiques sont corrélées avec la satisfaction à l’égard de la vie, comme le montrent les corrélations positives avec le revenu familial, l’accession à la propriété et le fait de vivre dans un logement non attenant, ainsi que la corrélation négative avec le chômage.

Les résultats des modèles distincts utilisés pour chacune des trois catégories de quintiles de revenu produisent des relations plus faibles entre la satisfaction à l’égard de la vie et les caractéristiques individuelles parmi les groupes à revenu élevé. Les coefficients du chômage et du sentiment d’appartenance à la communauté sont plus faibles chez les personnes des trois quintiles de revenu familial intermédiaires et du quintile supérieur que chez celles du quintile inférieur. De même, le fait de vivre dans un logement non attenant (par rapport à des immeubles à logements multiples) est associé positivement à la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes du quintile inférieur, mais pas chez celles des quintiles supérieurs. Ce résultat se maintient même lors de la prise en compte de l’accession à la propriété, qui suit la tendance opposée. Pour les ménages à faible revenu, des externalités négatives peuvent être associées à la vie dans des immeubles à logements multiples, comme le bruit ou le mauvais état du logement, ce qui n’est pas le cas des ménages à revenu élevé. L’accession à la propriété est positivement et significativement corrélée avec la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes des quintiles de revenu moyen et supérieur, mais pas chez celles du quintile inférieur.

En prenant appui sur les covariables au niveau de la personne du tableau 5, les mesures des quartiers ont été introduites progressivement au moyen d’une série de modèles commençant avec une seule variable de quartier et se terminant avec l’inclusion de toutes les variables (modèles 2 à 6, tableau 6). Pour tous les répondants de l’échantillon, les modèles 2 et 3 comprenaient respectivement le revenu familial médian de l’AD et la densité démographique pondérée. Le revenu de quartier au niveau de l’AD est positivement et significativement corrélé avec la satisfaction à l’égard de la vie (0,086), tandis que la densité de la population y est négativement corrélée (-0,015), mais avec un faible niveau de signification. Bien que le revenu de l’AD et la densité de la population soient associés à la satisfaction à l’égard de la vie, ils saisissent à eux seuls un si grand nombre de caractéristiques (parfois transversales) des quartiers qu’ils expliquent relativement peu les aspects particuliers des quartiers contribuant à la satisfaction à l’égard de la vie.

En ce qui concerne ces aspects, le tableau 6, modèle 4, a commencé par inclure l’accès aux transports en commun, l’accès à des parcs et les taux de criminalité dans le modèle, sans prise en compte du revenu de l’AD et de la densité de la population. Seul l’accès à des parcs est positivement et significativement corrélé avec la satisfaction à l’égard de la vie, bien que significatif au niveau de 10 % seulement. Le modèle 5 a ajouté le revenu et la densité de population de l’AD. L’association entre les parcs, l’accès aux transports en commun et la criminalité et la satisfaction à l’égard de la vie demeure qualitativement inchangée, mais les coefficients relatifs au revenu et à la densité des AD ne sont plus significatifs. Une partie de l’association entre ces variables et la satisfaction à l’égard de la vie est prise en compte par ces variables plus précises. Que les espaces verts et l’accès à des parcs soient inclus dans le modèle séparément (modèles 5 et 6) ou ensemble (modèle 7), ils n’ont pas d’effet qualitatif sur les autres variables du quartier. Les deux mesures de l’accès aux aires naturelles sont associées positivement et significativement à la satisfaction à l’égard de la vie, sans être apparemment influencées l’une par l’autre. À cet égard, elles semblent mesurer différents aspects de l’environnement naturel associés à la satisfaction de vivre^Note . En revanche, aucune relation cohérente n’est observée entre l’accès aux transports en commun, la criminalité, les niveaux de revenu ou la densité de la population et la satisfaction à l’égard de la vie dans le modèle entièrement spécifié appliqué à l’échantillon complet. Encore une fois, ce n’est pas surprenant, car ces résultats sont probablement influencés par les familles cherchant à égaliser leur satisfaction à l’égard de la vie dans l’espace et par les effets de sélection.

Pour tenter de régler ces problèmes, les modèles ont été appliqués aux répondants de chaque catégorie de quintile de revenu familial. En commençant par le revenu médian et la densité de la population de l’AD (tableau 7), les estimations ponctuelles sont assez semblables dans les quintiles de revenu faible et moyen, le revenu du quartier présentant une corrélation positive avec la satisfaction à l’égard de la vie et la densité de la population ayant une corrélation négative. Toutefois, ces relations ne sont significatives que pour les quintiles de revenu moyen, peut-être en raison de l’échantillon beaucoup plus grand de ce groupe (voir les modèles 2 et 3 dans les panels A et B). Pour les familles à revenu élevé (panel C), aucune association significative n’est observée entre les niveaux de revenu du quartier et la densité de population et la satisfaction à l’égard de la vie, et les coefficients sont de signes opposés à ceux des deux autres quintiles de revenu.

Le modèle 4 permet d’estimer les corrélations entre les caractéristiques particulières du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie, le revenu et la densité du quartier étant exclus des modèles. Pour les personnes issues d’une famille à faible revenu, la criminalité est associée négativement à la satisfaction à l’égard de la vie, tandis que l’accès à des parcs y est associé positivement. Les deux sont statistiquement significatifs (voir le tableau 7, panel A, modèle 4). Ces résultats sont conformes avec l’attente selon laquelle le risque (ou l’expérience) en matière de criminalité réduit la satisfaction à l’égard de la vie, tandis que l’accès à des parcs et à des espaces verts l’augmente. L’accès aux transports en commun est positivement corrélé, mais non de façon significative, à la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes du quintile de revenu inférieur dans ce modèle.

Parmi les personnes issues d’une famille à revenu moyen, seuls les transports en commun sont associés de façon significative à la satisfaction à l’égard de la vie et, contrairement aux attentes, cette association est négative. Comme cela deviendra évident, ce résultat est sensible à l’inclusion de la densité de la population et du revenu dans le modèle. Ni les taux de criminalité ni l’accès à des parcs ne présentent une association significative avec la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes issues d’une famille à revenu moyen. C’est également le cas des personnes issues d’une famille à revenu élevé.

Lorsque le revenu du quartier et la densité de la population sont inclus dans les modèles (tableau 6, modèle 5), l’accès aux transports en commun est associé positivement et significativement à la satisfaction à l’égard de la vie des familles à faible revenu. L’accès aux transports en commun n’est plus significativement corrélé avec la satisfaction à l’égard de la vie chez les familles à revenu moyen, vraisemblablement parce que, sans densité de population dans le modèle, l’accès au transport en commun saisit les effets négatifs de la densité sur la satisfaction à l’égard de la vie. En effet, lorsque le revenu de l’AD est ajouté sans la densité de la population de l’AD, les résultats pour l’accès aux transports en commun demeurent négatifs et significatifs^Note .

Pour vérifier si l’accès à des espaces verts a un effet différent sur la satisfaction à l’égard de la vie, comparativement à l’accès à des parcs, les deux sont substitués dans le modèle 6. Contrairement à l’accès à des parcs, il n’y a pas d’association significative entre les espaces verts et la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes à faible revenu ou à revenu moyen; toutefois, l’accès à des espaces verts est associé positivement et significativement à la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes issues d’une famille à revenu élevé. Peut-être est-ce parce que ces personnes ont les moyens d’acheter de plus grandes propriétés comprenant davantage d’espaces verts, cela remplaçant les parcs publics plus importants pour les familles à faible revenu moins susceptibles d’avoir leur propre cour.

Le modèle 7 comprend le modèle entièrement spécifié. Pour les familles du quintile de revenu le plus faible, trois des six caractéristiques du quartier sont significatives. L’accès à des parcs et aux transports en commun est associé positivement à la satisfaction à l’égard de la vie, tandis que les taux de criminalité dans les quartiers sont associés négativement à la satisfaction à l’égard de la vie. La signification de l’accès à des parcs est conforme aux conclusions tirées ailleurs dans d’autres études (voir Van Herzele et de Vries, 2012; Ambrey et Fleming, 2013). L’accès à des espaces verts, la densité de la population et le revenu médian de l’AD ne présentent aucune association significative avec la satisfaction à l’égard de la vie des personnes issues d’une famille à faible revenu. Pour les personnes issues d’une famille à revenu moyen, aucune association n’est observée entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie.

Contrairement aux attentes relatives à l’équilibre spatial, pour les personnes du quintile de revenu familial supérieur, il existe une association positive entre les espaces verts, la densité de population et la satisfaction à l’égard de la vie. L’effet positif de la densité est surprenant, car les études antérieures ont généralement fait état d’une association négative. Il est vraisemblable que les possibilités de consommation qu’offrent les quartiers à plus forte densité (p. ex. restaurants et commerces de détail) peuvent expliquer cette association positive. L’association positive avec les espaces verts est particulièrement intéressante, parce qu’elle demeure même après prise en compte de l’accès à des parcs. Cela peut être relié à l’effet de l’accès à des formes privées d’espaces verts, comme des propriétés plus grandes, que les familles à revenu élevé sont plus en mesure de se permettre. Enfin, bien que plausible, une interprétation prudente des résultats pour les personnes issues d’une famille à revenu élevé est justifiée, car ces résultats impliquent soit que les avantages que retirent les répondants des espaces verts et de la densité de population ne sont pas pleinement pris en compte dans le coût du logement, soit que des effets de sélection et d’autres sources d’endogénéité plus forts peuvent biaiser les estimations.

Finalement, le modèle 7 (tableau 7) est modifié par l’inclusion de deux termes d’interaction, présentés au tableau 8.

Premièrement, le panel A présente les résultats de la régression pour les termes d’interaction qui distinguent les répondants en matière de type de logement et d’accès à des parcs. Ambrey et Fleming (2012) constatent que les personnes qui résident dans des immeubles à logements multiples, en particulier des tours d’habitation, sont parmi celles profitant le plus de la disponibilité d’espaces verts publics. Dans ce contexte, l’accès à des parcs devrait être davantage corrélé avec la satisfaction à l’égard de la vie des résidents des immeubles à logements multiples. C’est effectivement le cas. Chez les personnes du quintile de revenu inférieur, la satisfaction à l’égard de la vie est plus élevée de 0,195 point chez les résidents d’immeubles à logements multiples ayant accès à des parcs que chez les résidents d’immeubles à logements multiples ne disposant pas de cet accès. La satisfaction à l’égard de la vie est plus élevée chez les résidents d’unités non attenantes, qu’ils aient ou non accès à des parcs. Aucune des catégories du terme d’interaction n’est significative chez les personnes des quintiles de revenu moyen et supérieur.

Deuxièmement, le panel B présente les résultats de la régression d’un modèle comprenant un terme d’interaction qui différencie les répondants sur le plan de l’accès aux transports en commun et à des parcs. L’hypothèse est que les parcs seront moins fortement corrélés avec la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes à faible revenu ayant accès aux transports en commun, ce qui indique une plus grande possibilité d’accéder à des parcs au-delà de leur quartier immédiat. Parmi les personnes issues d’une famille à faible revenu, la satisfaction à l’égard de la vie est la plus élevée chez celles ayant accès à la fois à des parcs et aux transports en commun, et la plus faible chez celles n’ayant accès ni à l’un ni à l’autre. La satisfaction à l’égard de la vie des personnes ayant accès à l’un ou à l’autre de ces services se situe dans cette fourchette. À cet égard, les commodités du quartier semblent avoir un effet cumulatif sur la satisfaction à l’égard de la vie. En ce qui concerne l’hypothèse, il n’est pas évident que l’accès aux transports en commun aide à atténuer l’effet sur la satisfaction à l’égard de la vie d’un manque d’accès à un parc local. Que les répondants aient un accès élevé ou faible aux transports en commun, ceux ayant accès à un parc étaient plus satisfaits de leur vie.

Conclusions

À partir des réponses aux questions sur la satisfaction à l’égard de la vie données par plus de 46 000 répondants d’enquêtes, provenant de près de 6 500 quartiers au sein de 29 RMR canadiennes, cette étude fournit des preuves du lien entre le bien-être subjectif des personnes et certaines caractéristiques des quartiers au sein desquels elles vivent. Conformément aux attentes selon lesquelles les personnes choisissent des quartiers qui répondent à leurs besoins et à leurs préférences (c.-à-d. effets d’équilibre spatial), aucune corrélation significative n’a été observée entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes des 60 % moyens de la répartition du revenu familial. En bref, pour la majorité des répondants, les résultats sont cohérents avec la compensation des caractéristiques de quartier positives (et négatives) saisies dans les prix des terrains plus élevés (et plus bas) par d’autres formes de consommation, ce qui entraîne une péréquation, en moyenne, de la satisfaction à l’égard de la vie au sein de quartiers hétérogènes.Un résultat inattendu a été les corrélations positives entre la satisfaction à l’égard de la vie et la densité de population et les espaces verts chez les personnes se situant dans la tranche supérieure de 20 % de la répartition. Les facteurs ou les processus qui sous-tendent ces corrélations méritent d’être approfondis. Il se peut, par exemple, que les espaces verts de quartier saisissent les avantages de vivre dans des quartiers dotés de grandes cours bien boisées ou à proximité d’environnements naturels, interprétation conforme aux nouvelles données probantes sur les relations entre les environnements naturels et la santé. Par ailleurs, les espaces verts peuvent saisir les effets de la richesse ou d’autres facteurs.

Parmi les personnes se situant dans la tranche inférieure de 20 % de la répartition des revenus familiaux (dont la capacité financière à compenser le coût de la vie dans un quartier plus riche en commodités avec d’autres formes de consommation est plus faible), de fortes corrélations entre les caractéristiques du quartier et la satisfaction à l’égard de la vie sont observées. Dans ce groupe, l’accès aux transports en commun et l’accès à des parcs locaux sont tous deux positivement corrélés avec la satisfaction à l’égard de la vie. Parmi les personnes du quintile inférieur, la satisfaction à l’égard de la vie est beaucoup plus élevée chez celles ayant accès à la fois aux transports en commun et à des parcs que chez celles n’ayant accès à ni l’un ni l’autre de ces services ou à un seul de ces services. Cela témoigne de l’importance du logement comme « bien plus qu’un simple toit », comme on le souligne dans la Stratégie nationale sur le logement du Canada, laquelle reconnaît l’importance d’harmoniser les programmes de logement avec les investissements publics dans des domaines comme « [...] la création d’emplois, le développement des compétences, le transport en commun, l’éducation de la petite enfance, les soins de santé et les infrastructures culturelles et récréatives » (gouvernement du Canada, 2017, p. 5).

On observe une forte corrélation négative entre la criminalité et la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes se situant dans la tranche inférieure de 20 % de la répartition du revenu familial. Les données utilisées dans le cadre de cette étude ne permettent pas de déterminer si cela rend compte des expériences personnelles de criminalité ou des sentiments d’insécurité ou de méfiance à l’égard d’autrui. Dans le cadre d’un projet futur, données nécessaires pour répondre à ces questions pourraient être produites en appariant les variables au niveau du quartier à celles de l’Enquête canadienne sur le logement (ECL) plutôt qu’à celles l’ESCC. Les répondants à l’ECL ont été interrogés sur leur perception de la criminalité et leur sentiment de sécurité dans leur quartier. Cela, combiné aux taux réels de criminalité, permettrait une analyse plus approfondie de l’intersection entre les mesures subjectives et objectives de la criminalité et du bien-être.

Cette étude met aussi en relief la relation entre les variables du quartier elles-mêmes. La densité de la population et le revenu médian sont des caractéristiques de quartier souvent utilisées en recherche et, en l’absence d’autres variables au niveau du quartier, elles deviennent des substituts d’un large éventail de caractéristiques. Les résultats ci-dessus le démontrent. Bien qu’une corrélation négative significative soit observée entre la densité de la population et la satisfaction à l’égard de la vie, et qu’une corrélation positive significative soit observée entre le revenu médian et la satisfaction à l’égard de la vie, les deux corrélations deviennent non significatives lorsque d’autres caractéristiques du quartier sont ajoutées. Compte tenu du développement continu et de l’accès accru aux variables au niveau du quartier, il est de plus en plus facile d’être sélectif dans les variables incluses dans les projets de recherche, et il est moins nécessaire de substituer de telles caractéristiques par des mesures de la densité et du revenu.

L’élaboration continue de renseignements au niveau du quartier offre de nouvelles possibilités pour la recherche géospatiale. Par exemple, en collaboration avec la Société canadienne d’hypothèques et de logement, Statistique Canada a récemment mis au point un indice de la diversité des revenus au niveau du quartier. Cela facilitera la recherche visant à déterminer si les résultats pour les personnes issues d’une famille à faible revenu sont corrélés avec la résidence dans des quartiers caractérisés par une diversité des revenus plus ou moins marquée. Un autre exemple est une estimation expérimentale du capital social des quartiers en développement.

Enfin, cette analyse démontre l’utilité de la question sur la satisfaction à l’égard de la vie. Il s’agit de la principale mesure du bien-être subjectif recommandée par l’Organisation de coopération et de développement économiques, et d’un indicateur de premier plan dans le cadre la qualité de vie du gouvernement du Canada. Dans cette étude, la mesure a fait ressortir des corrélations avec des caractéristiques au niveau de la personne et du quartier qui concordent, pour la plus grande part, avec la littérature à ce sujet et les attentes. En effet, la mesure a donné de bons résultats dans ce contexte, en fournissant une mesure générale et utile du bien-être, laquelle rend compte des facteurs pouvant soutenir ou améliorer la qualité de vie des personnes, ainsi que des facteurs qui peuvent réduire leur niveau de bien-être.

Annexe

Annexe 1 : Données

Densité pondérée de la population

La densité de population pondérée (voir Craig, 1984) de chaque aire de diffusion (AD) (D_AD) est mesurée à l’aide de la densité pondérée en fonction de la population de ses îlots de diffusion (ID) constituants; c’est-à-dire $D_{DA}={\displaystyle \sum }_{DB\in DA}\left(p_{DB}/p_{DA}\right)D_{DB}$ , où $p_{DB}$ et $p_{DA}$ sont respectivement les populations de chaque ID et AD, et $D_{DB}$ est la densité de population de chaque ID. Cela fournit une mesure de la densité de la population dont le résident moyen fait l’expérience dans les ID de chaque AD. La densité de population est mesurée de cette façon, parce que de nombreuses AD comportent des ID comptant peu de résidents (p. ex. ID comprenant des espaces libres ou des zones commerciales). Cela peut réduire considérablement la densité de population d’une AD, même si la plupart des résidents vivent dans des îlots dont la densité de population est relativement élevée. Essentiellement, la densité pondérée en fonction de la population représente mieux la densité des zones bâties résidentielles dans les AD hétérogènes en matière d’utilisation des terrains résidentiels et non résidentiels. Il est toutefois important de ne pas oublier qu’il ne s’agit pas d’une représentation parfaite de la densité résidentielle, qui nécessiterait de tracer des limites autour des rues résidentielles, excluant toutes les autres utilisations des terres. Elle permet cependant une meilleure représentation de l’effet de la densité résidentielle sur la satisfaction à l’égard de la vie, comparativement à la densité standard, qui tiendrait compte des utilisations non résidentielles des terrains.

Bibliographie

Ala-Mantila, S., J. Heinonen, S. Junnila, et P. Saarsalmi. 2018. « Spatial nature of urban well-being ». Regional Studies 52 (7) : 959 à 973.

Ambrey, C., et C. Fleming. 2013. « Public greenspace and life satisfaction in urban Australia ». Urban Studies 51 (6) : 1290 à 1321.

Ambrey, C.L., C.M. Fleming et M. Manning. 2014. « Perception or reality, what matters most when it comes to crime in your neighbourhood? ». Social Indicators Research 119 (2) : 877 à 896.

Ambrey, C.L., C.M. Fleming et A.Y.C. Chan. 2014. « Estimating the cost of air pollution in South East Queensland: An application of the life satisfaction non-market valuation approach ». Ecological Economics 97 : 172 à 181.

Ballas, D., et M. Tranmer. 2012. « Happy people or happy places? A multilevel modeling approach to the analysis of happiness and well-being ». International Regional Science Review 35 (1) : 70 à 102.

Barrington-Leigh, C.P., et J.F. Helliwell. 2008. Empathy and Emulation: Life Satisfaction and the Urban Geography of Comparison Groups. NBER Working Paper Series, no. w14593. Cambridge, Massachusetts : National Bureau of Economic Research.

Bergström, L., et M. Van Ham. 2010. Understanding Neighbourhood Effects: Selection Bias and Residential Mobility. IZA Discussion Paper no. 5193. Bonn, Germany : Institute for the Study of Labor.

Berry, B.J., et A. Okulicz-Kozaryn. 2009. « Dissatisfaction with city life: A new look at some old questions ». Cities 26 (3) : 117 à 124.

Bonikowska, A., J.F. Helliwell, F. Hou et G. Schellenberg. 2014. « An assessment of life satisfaction responses on recent Statistics Canada surveys ». Social Indicators Research 118 (2) : 617 à 643.

Burger, M., P.S. Morrison, M. Hendriks et M.M. Hoogerbrugge. 2020. « Urban-rural happiness differences across the world ». Dans World Happiness Report 2020, publié sous la direction de J.F. Helliwell, R. Layard, J. Sachs et J.-E. De Neve, chapitre 4. New York : Sustainable Development Solutions Network.

Cao, X.J. 2016. « How does neighborhood design affect life satisfaction? Evidence from Twin Cities ». Travel Behaviour and Society 5 : 68 à 76.

Cohen, M.A. 2008. « The effect of crime on life satisfaction ». Journal of Legal Studies 37 (S2) : S325 à S353.

Craig, J. 1984. « Averaging population density ». Demography 21 (3) : 405 à 412.

da Palma, P.J., M.P. Lopes et A.S. Monteiro. 2012. « The impact of objective and subjective measures of security on subjective well-being: Evidence from Portugal ». Dans Subjective Well-Being and Security,sous la direction de D. Webb et E. Wills-Herrera, chapitre 5, p. 69 à 90. New York : Springer.

Delmelle, E.C., E. Haslauer et T. Prinz. 2013. « Social satisfaction, commuting and neighborhoods ». Journal of Transport Geography 30 (juin) : 110 à 116.

Di Tella, R., R. MacCulloch et H. Nopo. 2008. Happiness and Beliefs in Criminal Environments. Research Department Working Papers, no. 662. Washington, D.C. : Inter-American Development Bank.

Dittmann, J., et J. Goebel. 2010. « Your house, your car, your education: The socioeconomic situation of the neighborhood and its impact on life satisfaction in Germany ». Social Indicators Research 96 (3) : 497 à 513.

Dong, H., et B. Qin. 2017. « Exploring the link between neighbourhood environment and mental wellbeing: A case study in Beijing China ». Landscape and Urban Planning 164 : 71 à 80.

Fotheringham, A.S., et D.W. Wong. 1991. « The modifiable areal unit problem in multivariate statistical analysis ». Environment and Planning A 23 (7) : 1025 à 1044.

Galster, G.C. 2012. « The mechanism(s) of neighbourhood effects: Theory, evidence, and policy implications ». Dans Neighbourhood Effects Research: New Perspectives, sous la direction de M. van Ham, D. Manley, N. Bailey, L. Simpson et D. Maclennan, chapitre 2, p. 23 à 56. Dordrecht : Springer.

Gouvernement du Canada. 2017. Stratégie nationale sur le logement : Un chez-soi d’abord.

Helliwell, J.F., H. Huang, S. Wang et M. Norton. 2020. « Social environments for world happiness ». Dans World Happiness Report 2020, sous la direction de J.F. Helliwell, R. Layard, J. Sachs et J.-E. De Neve, chapitre 2. New York : Sustainable Development Solutions Network.

Helliwell, J.F., et H. Huang. 2010. « How’s the job? Well-being and social capital in the workplace ». ILR Review 63 (2) : 205 à 227.

Helliwell, J.F., H. Shiplett et C.P. Barrington-Leigh. 2018. How Happy Are Your Neighbours: Variation in Life Satisfaction among 1200 Canadian Neighbourhoods and Communities. NBER Working Paper Series, no. 24592. Cambridge, Massachusetts : National Bureau of Economic Research.

Helliwell, J.F., H. Shiplett et C.P. Barrington-Leigh. 2019. « How happy are your neighbours? Variation in life satisfaction among 1200 Canadian neighbourhoods and communities ». PloS one 14 (1).

Helliwell, J.F., et S. Wang. 2011. « Trust and wellbeing ». International Journal of Wellbeing 1 (1) : 42 à 78.

Hipp, J. 2010. « What is the neighbourhood in neighbourhood satisfaction? Comparing the effects of structural characteristics measured at the micro-neighbourhood and tract levels ». Urban Studies 47 (12) : 2517 à 2536.

Hou, F. 2014. « Keep up with the Joneses or keep on as their neighbours: Life satisfaction and income in Canadian urban neighbourhoods ». Journal of Happiness Studies 15 (5) : 1085 à 1107.

Ingenfeld, J., T. Wolbring et H. Bless. 2019. « Commuting and life satisfaction revisited: Evidence on a non-linear relationship ». Journal of Happiness Studies 20 : 2677 à 2709.

Kopmann, A., et K. Rehdanz. 2013. « A human well-being approach for assessing the value of natural land areas ». Ecological Economics 93 : 20 à 33.

Krekel, C., J. Kolbe et H. Wustemann. 2016. « The greener, the happier? The effect of urban land use on residential well-being ». Ecological Economics 121 : 117 à 127.

Krekel, C., et G. MacKerron. 2020. « How environmental quality affects our happiness ». Dans World Happiness Report 2020, sous la direction de J.F. Helliwell, R. Layard, J. Sachs et J.-E. De Neve, chapitre 5. New York : Sustainable Development Solutions Network.

Kwan, M.-P. 2012. « The uncertain geographic context problem ». Annals of the Association of American Geographers 102 (5) : 958 à 968.

Li, N.P., et S. Kanazawa. 2016. « Country roads, take me home… to my friends: How intelligence, population density, and friendship affect modern happiness ». British Journal of Psychology 107 (4) : 675 à 697.

Ludwig, J., G.J. Duncan, L.A. Gennetian, L.F. Katz, R.C. Kessler, J.R. Kling et L. Sanbonmatsu. 2012. « Neighborhood effects on the long-term well-being of low-income adults ». Science 337 (6101) : 1505 à 1510.

Ludwig, J., G.J. Duncan, L.A. Gennetian, L.F. Katz, R.C. Kessler, J.R. Kling et L. Sanbonmatsu. 2013. « Long-term neighborhood effects on low-income families: Evidence from Moving to Opportunity ». American Economic Review 103 (3) : 226 à 231.

Luttmer, E.F. 2005. « Neighbors as negatives: Relative earnings and well-being ». The Quarterly Journal of Economics 120 (3) : 963 à 1002.

Ma, J., G. Dong, Y. Chen et W. Zhang. 2018. « Does satisfactory neighbourhood environment lead to a satisfying life? An investigation of the association between neighbourhood environment and life satisfaction in Beijing ». Cities 74 : 229 à 239.

MacKerron, G., et S. Mourato. 2013. « Happiness is greater in natural environments ». Global Environmental Change 23 : 992 à 1000.

Medina, C., et J.A. Tamayo. 2012. « An assessment of how urban crime and victimization affect life satisfaction ». Dans Subjective Well-Being and Security,sous la direction de D. Webb et E. Wills-Herrera, chapitre 6, p. 91 à 147. New York : Springer.

Morrison, P.S. 2014. « The measurement of regional growth and wellbeing ». Dans Handbook of Regional Science,sous la direction de M.M. Fischler et P. Nijkamp, chapitre 15, p. 277 à 289. Berlin Heidelberg : Springer-Verlag.

Openshaw, S. 1984. « Ecological fallacies and the analysis of areal census data ». Environment and Planning A 16 (1) : 17 à 31.

Oreopoulos, P. 2003. « The long-run consequences of living in a poor neighborhood ». The Quarterly Journal of Economics 118 (4) : 1533 à 1575.

Powdthavve, N. 2005. « Unhappiness and crime: Evidence for South Africa ». Econometrica 72 (3) : 531 à 547.

Silva, J., et Z. Brown. 2013. More Than the Sum of Their Parts: Valuing Environmental Quality by Combining Life Satisfaction Surveys and GIS Data. OECD. Statistics Working Papers, no. 2013/01. Paris : OECD Publishing.

Spielman, S.E., et E.H. Yoo. 2009. « The spatial dimensions of neighborhood effects ». Social Science & Medicine 68 (6) : 1098 à 1105.

Stokes, J.E. 2019. « Trajectories of perceived neighborhood quality across the life course: Sociodemographic determinants and implications for well-being ». Social Science Research 79 : 181 à 193.

Stutzer, A., et B.S. Frey. 2008. « Stress that doesn’t pay: The commuting paradox ». Scandinavian Journal of Economics 110 (2) : 339 à 366.

van Ham, M., et D. Manley. 2012. « Neighbourhood effects research at a crossroads: Ten challenges for future research introduction ». Environment and Planning A: Economy and Space 44 (12) : 2787 à 2793.

Van Herzele, A., et S. de Vries. 2012. « Linking green space to health: A comparative study of two urban neighbourhoods in Ghent, Belgium ». Population and Environment 34 (2) : 171 à 193.

Zhang, Y., A.E. Van den Berg, T. Van Dijk et G. Weitkamp. 2017. « Quality over quantity: Contribution of urban green space to neighborhood satisfaction ». International Journal of Environmental Research and Public Health 14 (5) : 535.