Stefano Calzavara

Alvise Rabitti

Michele Bugliesi

Semantically Sound Analysis of Content Security Policies

Keywords: Content Security Policy, Formal methods, Web security

Content Security Policy (CSP) is a W3C standard designed to prevent and mitigate the impact of content injection vulnerabilities on websites. CSP is supported by all major web browsers and routinely used by thousands of web developers in the world to improve the security of their web applications. In this paper we review our formalization of a core fragment of CSP, which we fruitfully employed to reason on the security import of flawed CSP implementations and deployments, as well as to perform a longitudinal analysis of how existing policies are evolving as the result of maintenance operations.

Introduction

Content injection is arguably one of the most severe threats on the Web. In a content injection attack, a malicious user manages to craft an attack payload, typically a script, which gets injected into a benign web application and becomes indistinguishable from legitimate web contents, thus inheriting their privileges. This way, the attack payload can steal confidential information from the web application or redress the user interface to fool the victim into unknowingly performing security-sensitive operations.

Content injection can be prevented by means of safe coding practices [START_REF]OWASP: XSS prevention cheat sheet[END_REF], yet it is now widely acknowledged that this is difficult in practice and thus security practitioners rely on a defense-in-depth approach against content injection, where protection is achieved by implementing mitigation at several different layers. One such layer is Content Security Policy (CSP), which is now supported by all major web browsers and routinely used by thousands of web developers in the world to improve the security of their web applications. CSP has undergone several authoritative studies as of now [START_REF] Weissbacher | Why is CSP failing? Trends and challenges in CSP adoption[END_REF][START_REF] Weichselbaum | CSP is dead, long live CSP! On the insecurity of whitelists and the future of Content Security Policy[END_REF][START_REF] Calzavara | Content Security Problems? Evaluating the effectiveness of Content Security Policy in the wild[END_REF], with our article Semantics-Based Analysis of Content Security Policy Deployment being the latest research work on the topic [START_REF] Calzavara | Semantics-based analysis of Content Security Policy deployment[END_REF]. The distinctive trait of our approach with respect to previous studies is the use of formal methods techniques to tackle a rigorous investigation of CSP. Specifically, we defined the denotational semantics of a significant fragment of CSP, called CoreCSP, which we fruitfully employed to reason on the security import of flawed CSP implementations and deployments, as well as to perform a longitudinal analysis of how existing policies are evolving as the result of maintenance operations.

Background on Content Security Policy

A content security policy is a list of directives, restricting content inclusion for web pages by means of a white-listing mechanism. Directives bind content types to lists of sources from which a CSP-protected web page is allowed to include resources of that type. For instance, the directive img-src https://a.com specifies that the web page is allowed to load images just from the host a.com using the HTTPS protocol. CSP is a client-server defense mechanism: content security policies are sent from the server to the browser by means of HTTP headers or <meta> elements in HTML pages, while their enforcement is performed at the browser side on a per-page basis. If a content security policy does not include an explicit directive for a given content type, the default-src directive is applied as a fallback. Allowed sources for content inclusion are defined using source expressions, a sort of regular expressions used to express sets of web origins in a convenient way. Content inclusion from a given URL is only allowed if the URL matches any of the source expressions specified for the appropriate content type.

To exemplify how CSP works, we show a very simple policy below:

script-src https://www.unive.it; img-src https://*.unive.it; default-src https://*

The policy above states that scripts can only be loaded from www.unive.it, images can be loaded from any sub-domain of unive.it and all the other contents, e.g., style-sheets, can be loaded from everywhere; in all cases, the HTTPS protocol must be used. Moreover, the policy automatically disables the execution of inline scripts, which are the most dangerous threats for content injection. This default restriction can be voided by including the 'unsafe-inline' source expression in the script-src directive.

Research Summary

We used our CoreCSP model of the CSP semantics to:

1. reveal a wrong implementation of the CSP specification in Microsoft Edge, which was deemed dangerous and fixed after our report (CVE-2017-11863). Moreover, we identified a subtle quirk in all browser implementations, which deserved a careful security analysis using our semantics to be shown secure; 2. automatically analyze the security of existing content security policies against script injection. Our analysis showed that 91.6% of the existing policies are trivially bypassable and provide no protection at all ; 3. automatically track which changes to deployed content security policies have been performed in the name of security (more restrictive policies), to preserve compatibility (more permissive policies) and for maintenance reasons (unrelated policies). Our analysis showed that less than 3% of policies changes were done to improve security, which confirms that CSP is failing as a security mechanism against content injection.

In the next section, we provide an overview of our technical treatment. The formal semantics of CoreCSP is defined on top of three main entities: locations l are uniquely identifiable sources of contents, e.g., URLs; subjects s are HTTP(S) web pages enforcing the content security policy; and objects o are contents available to subjects for inclusion, e.g., images hosted at a given URL. The semantics follows the denotational style and is based on judgements like:

p s t O,
reading as: the policy p allows the subject s to include as content of type t the set of objects O. It is possible to order policies using a subject-indexed binary relation ≤ s such that, for all policies p 1 and p 2 , we have p 1 ≤ s p 2 if and only if p 1 is no more permissive than p 2 when deployed at s. More formally, this means that p 1 s t O 1 and p 2 s t O 2 imply O 1 ⊆ O 2 for all the content types t.

Applications of CoreCSP

Wrong Implementations of CSP. We empirically observed a few inaccurate implementations of the CSP specification in major browsers by means of a set of test cases we manually crafted. To formally reason on the security import of such cases, we defined policy-to-policy compilations which embed the inaccurate behaviors of the browsers directly in the CoreCSP semantics. For example, we defined a compilation | • | which removes all the conjunctions (+) from policies, which captures the incorrect CSP implementation provided by Microsoft Edge. It is possible to prove that, for all policies p and subjects s, we have p ≤ s |p|, which formally shows that the CSP implementation of Microsoft Edge can only make policies more permissive than intended (and it actually does).

Vulnerability to Script Injection. We defined syntactic conditions on policies which capture their vulnerability to script injection and proved that such conditions are both sound and complete, i.e., they capture all and only the ways script injection might happen when CSP is deployed. We used such conditions to implement an automated security checker for existing content security policies, which we employed to show the insecurity of the very large majority of the policies deployed in the wild (91.6%).

Policy Changes. Since p 1 ≤ s p 2 if and only p 1 is no more permissive than p 2 when deployed at s, we can use the ≤ s relation to capture the nature of policy changes in the wild, i.e., to understand whether observed policy changes lead to more restrictive or more permissive policies. We automated such analysis and performed it on a large scale, showing that only a tiny fraction of changes (less than 3%) is intended to improve security by making policies more restrictive.

Conclusion

Formal methods hold promise to support a more principled and rigorous analysis of the web platform, as shown by our analysis of the current CSP deployment. We encourage interactions between the formal methods community and the web security community on challenging research problems, which require both theoretical foundations and a practical point of view. We refer the interested readers to an extensive survey on formal methods for web security [START_REF] Bugliesi | Formal methods for web security[END_REF].

Table 1 .

 1 We let str range over a denumerable set of strings. The syntax of policies is shown in Table1, where we use dots (. . .) to denote additional omitted elements of a syntactic category. A policy p is either a single list of directives d 1 , . . . , d n or the conjunction of two policies p 1 + p 2 , which requires both p 1 and p 2 to be enforced. Directives, in turn, bind content types t to directive values v; their syntax includes a default directive, applied to all the contents not restricted by other directives. Directive values are sets of source expressions {se 1 , . . . , se n }. Syntax of CoreCSP (excerpt)

	4 Technical Overview
	4.1 Syntax and Semantics of CoreCSP
	Content types	t ::= script | img | . . .	(t = default)
	Schemes

sc ::= http | https | . . . Policies p ::= d1, . . . , dn | p + p (n ∈ N) Directives d ::= t-src v | default-src v Directive values v ::= {se1, . . . , sen} (n ∈ N) Source expressions se ::= h | unsafe-inline Hosts h ::= sc | he | (sc, he) (sc = inl) Host expressions he ::= * | * .str | str


Masahiro Yoshida
email: yoshida@west.sd.keio.ac.jp

Sofia Kleisarchaki
email: sofia.kleisarchaki@cea.fr

Levent Gürgen
email: levent.gurgen@cea.fr

Hiroaki Nishi

Indoor Occupancy Estimation via Location-Aware HMM: An IoT Approach

Keywords: Occupancy Estimation, Location-Aware Hidden Markov Model, Internet of Things (IoT)

Indoor occupancy estimation is a critical analytical task for several applications (e.g., social isolation of elderlies). The proliferation of Internet of Things (IoT) devices enabled the occupancy estimation, as it provided access to a mass amount of data. Several works have been proposed exploiting the IoT Passive Inference (PIR) or environmental (e.g., CO2) features. These works however are traditionally selecting the feature space at the learning phase and passively using it over time. Hence, they ignore the dynamics of indoor occupancy, such as the location of the occupant or his motion patterns, leading to a decreasing accuracy over time. In this paper, we study those dynamics and show that motion patterns, along with environmental features favor the occupancy estimation. We design a Location-Aware Hidden Markov Model (HMM), which dynamically adapts the feature space based on the occupant's location. Our experiments on real data show that Location-Aware HMM can reach up to 10% better accuracy than Conventional HMM.

I. INTRODUCTION

During the last decades, a considerable change in the age distribution of societies has been observed. The life expectancy, in conjunction with the low birth rate, is leading to a world of a higher number of older adults than children. This transformation of the population puts a heavy burden on health and social care systems, as the costs of caring for an elderly are increasing. Thus, the prolongation and support of independent living at home becomes a crucial task.

The rise of Internet of Things (IoT) gave a great boost in the field of assisted living with home automation. Several works attempted to equip houses with smart devices, in order to detect daily life activities [START_REF] Ni | Review : The elderlys independent living in smart homes: A characterization of activities and sensing infrastructure survey to facilitate services development[END_REF][START_REF] Zheng | Human activity detection in smart home environment with self-adaptive neural networks[END_REF], such as visiting. Visiting can prevent social isolation and loneliness, which are major concerns for the physical and mental health of an elderly. Moreover, it can improve the scheduling of nurses and carers, to avoid collisions with other socializing activities.

Detecting visitors has been achieved through occupancy estimation. Several works have been proposed and can be For the first category, several works have been proposed [START_REF] Austin | Svm to detect the presence of visitors in a smart home environment[END_REF][START_REF] Liu | Occupancy inference using pyroelectric infrared sensors through hidden markov models[END_REF] that utilize PIR sensors to estimate occupancy. Although these works track the indoor motion of occupants, they lack the ability to model their motion patterns. In this paper, we make two interesting observations that favor the occupancy estimation and successfully model two different motion patterns. First, we show that visitors tend to stay longer in communal than private areas of a house and second we notice that visitors tend to wander less around the rooms than permanent residents. To the best of our knowledge, this is the first work to attempt such a modeling.

For the second category, several works [START_REF] Ansanay-Alex | Estimating occupancy using indoor carbon dioxide concentrations only in an office building: a method and qualitative assessment[END_REF][START_REF] Frodl | A high-precision ndir hboxCO 2 gas sensor for automotive applications[END_REF][START_REF] Li | Sensing by proxy in buildings with agglomerative clustering of indoor temperature movements[END_REF][START_REF] Rahman | Bayesian estimation of occupancy distribution in a multi-room office building based on co2 concentrations[END_REF]] are focusing on environmental features, such as CO 2 human emission, sound level or temperature. However, these works ignore the fact that those features can be easily affected by factors other than humans, leading to several false negatives. Figure 1 highlights such a challenge. It shows three distributions of CO 2 concentration over two working days. Each distribution corresponds to the presence of zero, one and two occupants respectively. We notice that the distribution of two occupants is relatively close to the distribution of zero occupants, leading to a false negative in the detection of two occupants. This behavior arises by the fact that the apartment is occupied mainly at sleeping hours. Since the CO 2 sensor is located at the living room, while the residents are sleeping in the bedroom, its value drops to the same level of having no occupancy. This problem could be easily avoided, either by providing CO 2 sensor in the bedroom, which is expensive, or by dynamically adapting the feature space based on occupants location. In this paper, we design and implement a location aware algorithm, based on Hidden Markov Model (HMM). Our algorithm, namely Location-Aware HMM, is able to dynamically select the feature space, based on the location of the occupants.

In a nutshell this paper makes the following contributions: 1) We suggest a methodology that is based on a combination of filter and wrapper selection methods in order to explore the discriminating ability of IoT environmental and motion features. 2) We model two different motion patterns of occupants, by suggesting two new relevant features. We show that these features favor the occupancy estimation. 3) We propose a Location-Aware HMM algorithm, which is able to dynamically select the feature space based on occupant's location. 4) We run comprehensive experiments over a real dataset of two different time periods; every day life and vacations. We show that the proposed Location-Aware HMM achieves up to 10% better accuracy than Conventional HMM. This paper is organized as follows. Section II discusses the related work. Section III presents the algorithmic solution for dynamically selecting the feature space. Our experimental study is given in Section IV. Section V concludes this paper.

II. RELATED WORK

The development of ubiquitous networks and IoT technologies enabled the rise of several works on occupancy estimation. Some papers have been proposed for estimating the exact number of occupants, by applying a direct sensing and tracking of people via cameras [START_REF] Cho | Collaborative occupancy reasoning in visual sensor network for scalable smart video surveillance[END_REF], wearables [START_REF] Ansanay-Alex | Estimating occupancy using indoor carbon dioxide concentrations only in an office building: a method and qualitative assessment[END_REF][START_REF] Jin | Environmental sensing by wearable device for indoor activity and location estimation[END_REF] or RFID based systems [START_REF] -G. Nan | Measuring and monitoring occupancy with an rfid based system for demand-driven hvac operations[END_REF]. These works however appear to be intrusive, expensive and demanding, as they require a close and active collaboration with the participants. Those three factors make a real-life deployment unrealistic.

Another research track attempted to overcome the aforementioned limitations, by focusing on non-intrusive IoT sensors. Several works [START_REF] Ansanay-Alex | Estimating occupancy using indoor carbon dioxide concentrations only in an office building: a method and qualitative assessment[END_REF][START_REF] Frodl | A high-precision ndir hboxCO 2 gas sensor for automotive applications[END_REF][START_REF] Li | Sensing by proxy in buildings with agglomerative clustering of indoor temperature movements[END_REF][START_REF] Rahman | Bayesian estimation of occupancy distribution in a multi-room office building based on co2 concentrations[END_REF] have been proposed that explore only non-intrusive, envrironmental features, such as CO 2 , CO, P M2.5, temperature, sond, etc. Those works end up with a common conclusion that raw environmental features exhibit a high correlation with the occupants number and a good predictive ability. The authors in [START_REF] Chen | Environmental sensors-based occupancy estimation in buildings via ihmm-mlr[END_REF][START_REF] Dong | An information technology enabled sustainability test-bed (itest) for occupancy detection through an environmental sensing network[END_REF] take a step further and discuss how the environmental features are changing over time. They propose a new set of features, such as first and second order difference, in order to capture their time dynamics. Although these works make a first step on understanding the temporal dependency in occupancy data, they are highly impacted by the number and the position of the sensors. By ignoring the position of the sensor with respect to the occupant's location, they produce noisy information for their models and a degraded accuracy.

Beyond the environmental features, some research [START_REF] Austin | Svm to detect the presence of visitors in a smart home environment[END_REF][START_REF] Liu | Occupancy inference using pyroelectric infrared sensors through hidden markov models[END_REF] has been done in estimating occupancy using Passive Inference (PIR) sensors. These works explore the relative position of an occupant and highlight the need to introduce that knowledge in their feature space. The authors in [START_REF] Austin | Svm to detect the presence of visitors in a smart home environment[END_REF] propose a set of features, such as the number of sensor firings and the number of transitions between rooms, which attempt to capture the occupant's indoor motion patterns. Although this work is able to detect the presence or absence of visitors, it is ignorant of their number. Moreover, it suffers from the common problem of static feature space; it can not dynamically adapt the feature space to the occupied room and thus it lacks the ability of capturing the location dynamics over time.

Last but not least, some research exists oriented in studying the accuracy of different models in occupancy estimation. The work in [START_REF] Chen | Environmental sensors-based occupancy estimation in buildings via ihmm-mlr[END_REF][START_REF] Dong | An information technology enabled sustainability test-bed (itest) for occupancy detection through an environmental sensing network[END_REF] states that HMM is a suitable model for estimating occupancy, as it outperforms the state-of-the-art methods of Neural Network (NN) and Support Vector Machine (SVM).

III. OCCUPANCY ESTIMATION ALGORITHM

HMM is an ubiquitous tool for modelling sequential time series data. Several works in occupancy estimation [START_REF] Chen | Environmental sensors-based occupancy estimation in buildings via ihmm-mlr[END_REF][START_REF] Dong | An information technology enabled sustainability test-bed (itest) for occupancy detection through an environmental sensing network[END_REF] base their model on Conventional HMM and demonstrate its superior performance. Conventional HMM can be seen as an automaton, where the probability of moving into the next state depends exclusively on the previous state.

Figure 2 shows a graphical representation of the different probabilistic states of Conventional HMM, dedicated to the problem of occupancy estimation. In Conventional HMM, the input feature data form the observation states and each predicted class forms a hidden state. Observation and hidden states at time t are represented as x t ∈ X and z t ∈ Z, respectively. In our problem formulation, x t is the feature set extracted by the sensors and z t is the number of occupants at time t. Three parameters should be defined, to formulate HMM; the starting hidden state probability matrix stp = {st i : 1 ≤ i ≤ n}, where st i is the probability of moving from the starting state to state i, the hidden state transition probability matrix A = {a ij : 1 ≤ i, j ≤ n}, where a ij is the probability of moving from state i to state j and the emission probability B = {b i (x t ) : 1 ≤ i ≤ n}, where b i is the probability of an observation x t being generated from a state i. Emission probability B is given in the form of Probability Distribution Function (PDF). Several models exist to approximate PDF, but Gaussian Mixture Model (GMM) is well used to express multidimensional complex feature spaces. GMM is a linear combination of normal Gaussian Model (GM), which is expressed as follows:

GM(x|, Σ) = 1 (2π) m 2 2 √ Σ exp{ 1 2 (xμ) T Σ -1 (xμ)}
where x is the feature vector, μ and Σ are the average and covariance matrices of x, respectively. Finally, parameter m defines the dimension of x. GMM is formulated as follows:

GMM(x k |μ k , Σ k ) = Σ K k=1 k GM (x k |μ k , Σ K ), 0 ≤ k ≤ 1, Σ K k=1 k = 1
where k is the mixing coefficient and K is the number of GM used. Note that optimizing the input parameters of GMM, μ k , Σ k , k , with sufficient number of GM can appropriately approximate PDF. A common approach for optimizing the parameters is the Expectation-Maximization (EM) algorithm. Once the parameters are obtained and HMM is formulated, the testing data are classified using Viterbi algorithm [START_REF] Forney | The viterbi algorithm[END_REF].

Note that the Conventional HMM uses the entire feature set x to calculate the emission probability matrix. Hence, it utilizes sensors data derived by all rooms. However, in real conditions, only few rooms are occupied simultaneously and the occupied rooms depend on the number of occupants (see Section IV-B). Thus, the calculation of emission probability over the entire feature set can be noisy.

Figure 3 illustrates our proposed Location-Aware model, which is able to dynamically adapt the feature set based on the occupants locations, i.e., occupied rooms. We extend the observation states, where each one represents a room (e.g., living room) or a combination of them (e.g., living room and kitchen). Figure 3 omits some states for brevity. The emission probability matrix B is calculated over the new observation states and it takes into consideration only the feature space of the occupied room. This modification will allow the reduction of noise introduced by non-relevant features.

Algorithm 1 outlines our proposed Location-Aware HMM. It takes as input a dataset D, a time duration t and extracts a set Z, which contains the estimation of occupants number for each dataset of duration t, D t . At first step, it splits D into D t . For each D t , it dynamically selects the feature set by detecting the occupied room (line 2). A room is considered occupied, if its motion sensor s i ∈ S motion is firing for at least l seconds during t. Note that if the value of parameter l is too small, the system becomes very sensitive in detecting occupied rooms, leading to false alarms. On the contrary, if l approaches t the system may miss an occupied room. We for s i ∈ S motion do HMM ←HMM (stp, A, B)

8:

Z ← Z∪ Viterbi(HMM) 9: end for have empirically seen that for l = 13 * t (line 3), we get the best accuracy. Given the feature set x t of the occupied rooms, the algorithm calculates the new emission probability (line 4). Finally, the Conventional HMM is performed over the new emission probability (line 7) and the number of occupants for D t is estimated (line 8).

IV. EXPERIMENTAL STUDY

A. Data collection

Our dataset has been collected from a real setting, deployed in an one-bedroom apartment of two residents in Grenoble, France. A set of non-intrusive sensors has been placed in each room, measuring the environmental conditions and motion activities. Figure 4 illustrates the apartment's floor plan, along with the location of each sensor. A circle represents a Z-Wave multisensor 1 gathering motion, temperature, humidity and lighting information. Similarly, a square represents a Netatmo2 weather station gathering CO 2 , pressure and sound level information. The latter information is only available at For the purpose of our experiments, data of two time periods were collected. The first period corresponds to a holiday week (1 st -5 th Nov), while the second corresponds to working days (16 th -18 th Nov). Those two periods were selected as they exhibit a high difference in their underlying distributions, due to different habits of daily and vacations life of the residents. To assess our analysis, we use a Leave-One-Out (LOO) cross validation, where data of one day are used as the validation set and the remaining days as the training set. The sampling resolution of data is set to t = 3 minutes, by averaging. We consider this resolution as a reasonable choice, since it provides enough data for analysis without estimation delay.

The collection and storage of data is performed using sensiNact 3 middleware. SensiNact is an open source eclipse platform, enabling the collection, processing and redistribution of IoT data. Moreover, a graphical annotation system is created, allowing the residents to annotate changes in the number of occupants. A ground truth of 56 annotations was created with the number of occupants varying between 0-3.

B. Feature Space

Table I summarizes a set of environmental features (first row) that have been shown to be effective in [START_REF] Dong | An information technology enabled sustainability test-bed (itest) for occupancy detection through an environmental sensing network[END_REF][START_REF] Masood | Real-time occupancy estimation using environmental parameters[END_REF][START_REF] Masood | Realtime occupancy estimation using environmental parameters[END_REF]. This set refers to CO 2 concentration, sound level, temperature, etc, which are features provided directly by the sensors.

In this work, we are interested in going beyond the set of environmental features and study the dynamics of occupants location over time. For this purpose, we make two assumptions of daily life habits, regarding the indoor motion patterns of residents. First, we assume that the higher the number of occupants, the more likely a sensor in communal area (resp., private) to be triggered for longer (resp., shorter). Residents are more likely to stay longer (resp., shorter) at the living room (resp., toilet), when they have guests than when they are alone. Second, we assume that the higher the number of occupants, the less likely is to fire multiple motion sensors simultaneously. Visitors are more likely to stay in a particular room, than wandering around the rooms. Table I presents a proposed set of motion features (second row), capturing the above assumptions. The first feature, fire ratio t (s i ), indicates the ratio of the firing duration (i.e., fire duration t (s i )) of a particular motion sensor s i during time interval t. The second feature, co fire t (s i , s j ), indicates the co-firing duration of a pair of sensors (s i , s j ) during t.

Figure 5 shows the average firing duration (y-axis) for the various motion features (x-axis). We notice that the average firing duration of sensors in communal areas (i.e., LivingRoom, Kitchen) is longer when the house is occupied by guests, than by the permanent residents. Similarly, private areas (i.e., bedroom, toilet) have shorter occupancy duration while guests are in the house. Moreover, we notice that the co fire ratio duration of all pair of rooms is lower when there are guests in the house. There is only one exception, the co fire(LivingRoom, Kitchen) duration, which remains high when there are guests. This behavior is explained by the fact that the living room and the kitchen belong to the same common area, where occupants stay during visiting time. The aforementioned observations confirm our initial assumptions about the motion patterns of occupants.

C. Feature selection

Given the above feature space, we are interested in studying the discriminating ability of each feature in estimating the number of occupants. We explore two characteristics of the features using filtering selection [START_REF] Sánchez-Maroño | Filter methods for feature selection -a comparative study[END_REF] approaches. First, the correlation of each feature with each other. If two features are highly correlated, then we consider that one does not add any additional value, as it is determined by the other. Second the correlation of each feature with the output class (i.e., number Figure 6a illustrates a heatmap, using Pearson correlation co-efficient similarity between all features during the occupied hours. Warmer intensities of color stand for stronger correlation between features, while cooler colors represent weaker correlations. We notice three different areas of interest, which form squares. The first square, at the upper left corner, demonstrates the correlation between the firing duration of various motion sensors (i.e., fire duration t (s i )). We notice that every single sensor exhibits a slight correlation with each other (less than 0.5), caused by the fact that people wander around the house using its facilities. However, the sensors in the kitchen and in the living room exhibit a higher correlation (more than 0.6). Since those two rooms are in a single space, they tend to trigger their sensors simultaneously. For this reason, we exclude from our analysis their co-firing duration feature. In the second square, a high correlation between humidity data of different rooms is observed. This high correlation arises from the fact that humidity does not significantly vary between different rooms. The indication of humidity is mainly affected by the weather conditions (e.g., rainy or sunny day), than the indoor location of the sensor. On the contrary, humidity in the bathroom follows a different behavior. Since bathroom's humidity is increasing during shower time, its correlation with the humidity of other rooms is dramatically decreased. Another point to be added is that pressure (last row of heatmap) seems to be highly correlated and to be able to determine humidity. To this end, we omit from our analysis all humidity features, except humidity in the bathroom and maintain pressure as an equivalent alternative feature. Similar observations can be made, when exploring data of luminance (third square). Kitchen, living room and bedroom are highly correlated, since all three rooms have natural light during day. On the contrary, bathroom and toilet exhibit a lower correlation, since they are internal rooms of no natural light. For our analysis, we exclude the luminance of the living room and bedroom.

Figure 6b depicts a ranking of features, based on their ability to predict the output class, as given by the p-value of ANOVA [START_REF] Penny | Chapter 13: Analysis of variance[END_REF] test. We notice that environmental features, such as pressure, temperature, sound and CO 2 concentration are highly ranked. Moreover, motion features, such as fire ratio and co fire are good estimators of occupancy. This result reaffirms the primary good design of those features capturing the indoor motion patterns of occupants. Figure 6b presents all features used for the rest of our analysis.

D. Occupancy Estimation

To validate the effectiveness of Location-Aware HMM, we compare it with the state-of-the-art Conventional HMM. To ensure a fair comparison, we first retrieve the best feature set for each algorithm, by applying a wrapper [START_REF] Aboudi | Review on wrapper feature selection approaches[END_REF] selection method. The method starts with an empty feature set and then sequentially adds a new feature to the set. Each time a new feature is added, the accuracy of the method is calculated. The feature set exhibiting the best accuracy is selected for the comparison. Based on this feature set, we compare the two algorithms using a Leave-One-Out (LOO) cross validation.

Figure 7 depicts the accuracy (y-axis) of the two algorithms for sequentially increasing subsets of features (xaxis). We notice that Location-Aware HMM systematically outperforms the Conventional HMM and reaches its best performance when using the top-23 features. Given this feature Figure 8 illustrates the accuracy of each algorithm (y-axis), when estimating the number of occupants for a particular day (x-axis). For the purpose of the evaluation, we trained all algorithms over the data of all other dates (than training) and over their best feature set. We notice that Location-Aware HMM reaches an accuracy of 90% and it outperforms the Conventional HMM, regardless of the date. Even when it appears a lower performance (for date 2), their difference is not statistically significant. This behavior indicates the superiority of our algorithm, which is thanks to its initial design and its ability to dynamically adapt the feature space. The adaptation of the feature space seems to reduce the noise and to favor the occupancy estimation accuracy. Another aspect to be adduced is that our algorithm performs well even for data of different periods, i.e. daily life and vacations, which exhibit highly different underlying distributions.

V. CONCLUSION

To deal with the dynamics of occupant's location for the task of occupancy estimation, we proposed a modeling of their indoor motion patterns. We noticed that visitors are more likely to move in communal areas than private, while residents are more likely to wander around the house when they are alone. We showed that those two motion patterns, along with environmental features are good estimators of occupancy. We designed and implemented a Location-Aware HMM algorithm, which enables the dynamic adaptation of the feature space based on the occupant's location. We showed that this adaptation is positively affecting the probability of selecting the predicted class and reaches up to 10% better accuracy than Conventional HMM.

  This work was partially supported by the EU-Activage project Grant No 732679 and MEXT/JSPS KAKENHI Grant (B) Number JP16H04455 and JP17H01739 and by Technology Foundation of the R&D project "Design of Information and Communication Platform for Future Smart Community Services" by the Ministry of Internal Affairs and Communications of Japan.

Fig. 1 :

 1 Fig. 1: CO 2 Distribution for Various Occupants

Fig. 2 :

 2 Fig. 2: Hidden Markov Model

Algorithm 1

 1 Location-Aware HMM Require: Dataset D, Time Duration t Ensure: Occupancy estimation set Z for each D t ∈ D 1: for D t ∈ D do 2:

Fig. 4 :

 4 Fig. 4: Floor Plan

Fig. 5 :

 5 Fig. 5: Firing Duration of Motion Features

Fig. 6 :

 6 Fig. 6: Feature Selection via Filtering Approaches

Fig. 7 :Fig. 8 :

 78 Fig. 7: Accuracy of Various Feature Sets

TABLE I :

 I FEATURE SPACE

	Enviro-	CO 2 , Sound, Temperature, Humidity, Pressure, Lighting
	nmental
	Motion	fire ratiot(s i ) =

fire duration t (s i ) t co firet(s i , s j ) = fire duration t (s i )∩fire duration t (s j ) t 3 https://projects.eclipse.org/proposals/eclipse-sensinact

978-1-5386-4725-7/18/$31.00 2018 IEEE

aeotec.com/z-wave-sensor

www.netatmo.com


domain: spi phys math info

text:
Mathieu Brunot
email: mathieu.brunot@onera.fr

Comparison of Numerical Differentiation Techniques for Aircraft Identification

published or not. The documents may come

Comparison of Numerical Differentiation Techniques for

Aircraft Identification

INTRODUCTION

The well-known equation-error approach for aircraft identification requires the estimation of derivatives from noisy measurement signals. That allows constructing an identification model linear with respect to the parameters, which can thus be estimated with a linear regression technique. 1 Brunot, October 23, 2018

The goal of this technical note is to suggest and evaluate techniques to estimate the derivatives used in robot identification. The usual approach in aircraft identification, based on polynomial interpolation, described in [START_REF] Morelli | Practical aspects of the equation-error method for aircraft parameter estimation[END_REF][START_REF] Klein | Aircraft system identification: theory and practice[END_REF]) is considered as well as a method combining finite differences and wavelet denoising. The two suggested techniques from robot identification are a combination of finite differences with a pre-filter and a Kalman filter with a random walk model. The former is the standard technique for industrial robot identification [START_REF] Gautier | Dynamic identification of robots with power model[END_REF] and the latter has recently proven to be a viable alternative [START_REF] Brunot | An instrumental variable method for robot identification based on time variable parameter estimation [special issue[END_REF].

For this note, the author considers the reduced order model of the Short Period Pitch Oscillation (SPPO) to be concise. Eq. ( 1) gives the linearized state equation corresponding to this mode and

(2) provides the measurement model, where v α , v q and v a z are measurement noises assumed to be white. For the reader unfamiliar with the flight dynamics notations, an appendix summarizes those used in this brief.

          α q          =           -qS mV C Lα 1 -qS mV c 2V C Lq qS c I y y C mα qS c I y y c 2V C mq                     α q           +           -qS mV C Lδ e qS c I y y C mδ e           δ e (1)                   α m q m a z m                   =                   1 0 0 1 -qS mg C Lα -qS mg c 2V C Lq                             α q           +                   0 0 -qS mg C Lδ e                   δ e +                   v α v q v a z                   (2)
From those equations, a formulation linear with respect to the parameters to be estimated, referred to as the identification model, can be derived:

y = y T 1 y T 2 y T 3 T = Xθ + ν (3)
where

• y i = vec (y i (t)) = y i (t 1 ) • • • y i (t N )
T is a (N × 1) vector of y i , with y 1 = αq m , y 2 = q and y 3 = a z m ; 2 Brunot, October 23, 2018

• θ = C Lα C Lq C Lδ e C mα C mq C mδ e
T is a (6 × 1) vector of unknown parameters;

• ν = ν T 1 ν T 2 ν T 3 T is a (3N × 1) vector of error terms ν i , with ν i = vec(ν i (t)) = ν i (t 1 ) • • • ν i (t N ) T ; • X =                   1 mV X α 1 mV X q 1 mV X δ e 0 N 0 N 0 N 0 N 0 N 0 N -c I y y X α -c I y y X q -c I y y X δ e 1 mg X α 1 mg X q 1 mg X δ e 0 N 0 N 0 N                  
is the (3N × 6) observation matrix built with X α = vec (-qSα(t)), X q = vec -qS c 2V q(t) and X δ e = vec (-qSδ e (t)).

Based on (3), the parameters can be estimated straightforwardly with the Least-Squares (LS) method [START_REF] Klein | Aircraft system identification: theory and practice[END_REF]:

θ = X T X -1 X T y. (4)
With (3), it appears the need to evaluate the derivatives α and q from the measurements coming from [START_REF]Example of α estimation -White-noise -Butterworth (dashed) and true noise-free signal (solid)[END_REF]. Angular accelerations are usually not measured, or else with poor quality. The pre-processing step must be accurately done in order to limit the distortions of the signals. That disqualifies the use of the finite difference formulas without any filtering, because it would amplify high frequency noise components: see e.g. [START_REF] Wood | Data smoothing and differentiation procedures in biomechanics[END_REF].

Two important aspects of this pre-processing must be noted. Firstly, in this note, only off-line identification is considered; i.e. the whole time series are available. Consequently, the possibility of using future data for the filtering is left opened. Secondly, the objective is to pre-filter only the signals α m , q m and a z m . Therefore, the pre-processing step cannot introduce any lag in the time series in order to use the derivatives along with unprocessed signals, like the elevator input for instance. In the following section, the pre-processing techniques compared in this note are summarized.

CONSIDERED NUMERICAL DIFFERENTIATION TECHNIQUES

3 Brunot, October 23, 2018

Filtered Finite Differences Technique

To avoid the noise amplification by Finite Differences (FD), the basic idea is to filter the data before, as described in [START_REF] Gautier | Dynamic identification of robots with power model[END_REF]). The measured signal x m is firstly filtered to obtain x.

From this filtered signal, the derivative can be calculated with FD. The filter type and its cut-off frequency, f c , must be selected such as x, ẋ ≈ (x, ẋ) in the range [0, f c ]. In robot identification, the filter is usually a Butterworth one and it is applied in both forward and reverse directions to avoid lag introduction. For robots, the rule of thumb for the cut-off frequency is f c ≥ 5 f dyn , where f dyn is the natural frequency of the highest mode of the system.

At first glance, the use of the Butterworth filter presents two drawbacks. Firstly, it does not separate the noise from the signal if the Fourier spectra overlap. Secondly, it requires a manual selection of the frequency range based on the practitioner knowledge. An alternative to avoid such limitations is the use of wavelets for signal denoising. In this method, the measured signal is decomposed into a set of generating wavelets functions. A threshold is used to delete the wavelet coefficients where the signal is smooth and keep the coefficients which are large enough. In this brief, the author uses the denoising function ThreshWave from the WaveLab Toolbox prior to FD: see e.g. [START_REF] Donoho | Adapting to unknown smoothness via wavelet shrinkage[END_REF]. The Toolbox can be downloaded via http://statweb.stanford.edu/ wavelab/.

Polynomial Least-Squares Approximation

The polynomial interpolation over a sliding window is a solution for local smoothing of noisy time series, but it can also provide an estimate of the derivative. The principle is to fit a low-degree polynomial over successive sub-sets of adjacent data points. From the estimated local polynomials, the local derivative values can be estimated. The user must thus set the size of the window and the order of the polynomial. That method is often referred to as the Savitzky-Golay algorithm. For this brief, the implementation of the SIDPAC (System IDentication Programs for AirCraft) [START_REF] Morelli | System identification programs for aircraft (sidpac)[END_REF] is employed. This Toolbox can be downloaded via https://software.nasa.gov/software/LAR-16100-1. The deriv routine indeed provides an effective implementation of this method with default settings that gave good results in many practical cases of flight test data analysis.

4

Brunot, October 23, 2018

Time-Varying Parameter Estimation

An automatic alternative method that does not require a priori knowledge of the system bandwidth is based on a combination of the Kalman Filter and Fixed Interval Smoother (KF-FIS). This is described in chapter 4 of (Young 2011) and has been applied successfully to robot identification [START_REF] Brunot | An instrumental variable method for robot identification based on time variable parameter estimation [special issue[END_REF]). This same approach can be used in the present context by modeling the signal

x as a simple Integrated Random Walk (IRW) process described by a simple state equation of the form,

          x(t i ) ẋ(t i )           =           1 ∆t 0 1                     x(t i-1 ) ẋ(t i-1 )           +           0 1           (t i-1 ), (5)
x m (t i ) = x(t i ) + ξ (t i ),
where and ξ are, respectively, the process and measurement noise inputs; x and ẋ are the states to be estimated; ∆t is the fixed sampling period. The variances of the noises are regrouped in a single hyper-parameter, the Noise Variance Ratio (NVR):

nvr = var ( ) var (ξ) . ( 6
)
This NVR is estimated thanks to a maximum likelihood optimization. The resulting KF-FIS algorithm yields the estimates x and ẋ that are required to construct the observation matrix. This Integrated Random Walk SMoothing (IRWSM) algorithm is coded as the routine irwsm in the CAP-TAIN Toolbox, which can be downloaded via http://captaintoolbox.co.uk. It should be stressed that, thanks to the maximum likelihood optimization, the practitioner does not have to provide any a priori knowledge.

Table 2 summarizes the considered methods for the estimation of the derivatives, which are divided in two steps. The first step consists in filtering the noisy signal without lag introduction.

The second step focuses on obtaining the derivative signal, which is relatively straightforward for the polynomial and IRWSM methods.

5

Brunot, October 23, 2018

RESULTS

Influence of the Sampling

For the numerical evaluation of the techniques, the T-2 aircraft model used in [START_REF] Grauer | A new formulation of the filter-error method for aerodynamic parameter estimation in turbulence[END_REF] is considered. The parameters and the noise levels are taken equal to the estimated values for Flight 15 in the previous reference. Still according to that reference, the aircraft is excited with a 10 s orthogonal phase-optimized multisine input with frequencies located between 0.2 Hz and 2.2 Hz whereas the data are sampled at 50 Hz for analysis and modeling. In practice, the mkmsswp function of the SIDPAC is used to generate the elevator deflection. In addition, 1 s and 2 s of zero excitation are added respectively before and after the perturbation [START_REF] Klein | Aircraft system identification: theory and practice[END_REF].

Regarding the FD, we use a 4 th order Butterworth filter with a cut-off frequency f c = 2 f dyn = 4.4 Hz. For the wavelet denoising, ThreshWave is used with the default parameters and hard thresholding. As explained in Section 2, deriv is used with default settings for the polynomial approximation. Concerning the IRWSM technique, the routines of the CAPTAIN are self-contained.

In a first time, the influence of the sampling time is investigated. To avoid any combination of two problems, the identification is performed without noise. In this case, the IRWSM approach is not considered since it would mean the nvr is infinite. Table 3 summarizes the LS estimates and their relative errors, defined by (7) where x s is the noise-free/true vector and x is its estimate. At the regular sampling frequency (F s = 50 Hz), the estimates appear to be slightly biased whereas there is no noise. Those discrepancies come from the error in the derivative estimation; see Table 4 that gives the relative errors of the derivatives. This preliminary test shows that the estimation is very sensitive to any distortion in the derivative estimation and that it is preferable to have the largest sampling frequency possible. Furthermore, it illustrates the bottom line of what can be observed with noisy data.

RelErr (x) = x s -x x s (7) 6
Brunot, October 23, 2018

Influence of the White Noise

In this part, the techniques are evaluated with added white noises on the outputs. According to [START_REF] Grauer | A new formulation of the filter-error method for aerodynamic parameter estimation in turbulence[END_REF], the measurement noise standard deviations are σ v α = 0.232 deg, σ v q = 0.274 deg/s and σ v az = 0.045 g in the case of severe turbulence. The sampling frequency is 50 Hz and 500 Monte Carlo Simulations (MCS) with independent noise sequences are run.

Table 5 gives the mean LS estimates, their standard deviations and their relative errors. The mean relative errors of the derivatives can be found in Table 4. It appears that the IRWSM technique has more difficulties to provide accurate estimates compared with other techniques whereas the estimation of the derivatives is not especially biased. That can be explained by the error on the estimation of q that leads to a biased C mq , which has a large influence in the computation of the relative error of θ. Such an estimation error can be attributed to the sampling frequency. The random walk model of the IRWSM technique indeed assumes that the states are slowly varying.

In the present case, the system's dynamics should be too close to the sampling rate. That was confirmed by a test with F s = 500 Hz. All the results are not shown for clarity but the relative error fell to 2.32% for the IRWSM estimated parameters. The polynomial technique provides a better estimation of the derivatives than the Wavelet technique. However, its LS estimates are less accurate than those of the Butterworth and Wavelet techniques. The Wavelet technique provides appropriate LS estimates. Nonetheless, its large relative errors for the derivatives reflect non-negligible oscillations in the time history: see Fig. 1 for an illustration. For comparison, the corresponding Butterworth estimated derivative is given in Fig. 2 to illustrate an appropriate estimation of α.

Finally, the Butterworth technique seems to be the most effective by looking at the relative errors of the derivatives and the final LS estimates.

The careful reader would have noticed that the relative errors are larger for the estimation of α whereas the related parameters (C Lα , C Lq and C Lδ e ) do not seem too impacted during the LS estimation. That is likely due to the fact those parameters are also estimated through a z m which is not deteriorated by a differentiation. An important lesson to be noted is that, with this model, simple rules cannot be inferred to link the quality of the derivatives estimation and the one of the 7 Brunot, October 23, 2018 aerodynamic parameters.

Influence of the Colored Noise

The techniques are now evaluated with colored noise. According to [START_REF] Morelli | Aircraft dynamic modeling in turbulence[END_REF], it is adequate to confine 80% of the noise power in the input frequency range. Consequently, a Finite Impulse Response filter is designed with an unitary gain below 4 Hz to colored the white noise used in the previous part.

The LS results are presented in Table 6 and the mean relative errors of the derivatives estimation are given in Table 4. First of all, some of the IRWSM estimates were removed due to their nonfeasibility (X rank deficient or C mq > 0). Despite this, the IRWSM estimated parameters are not satisfactory. That is likely due to the bad estimation of q. Besides the limitation seen in the previous part, the colored noise violates the assumptions of the Kalman filter. The Butterworth and Wavelet techniques equivalently perform with respect to the LS and derivatives estimation.

The polynomial technique results are also far from inadmissible. Except the IRWSM technique, the other ones seem robust to the colored aspect of the noise. Their results are indeed close to the bottom line found in Table 3. In fact, due to the filter design, the overall energy of the noise is less important than in the white noise case.

CONCLUSION

In this brief paper, several numerical differentiation techniques used in robot identification have been compared on an aircraft parameter estimation problem. The least-squares estimation method indeed requires the knowledge of unmeasured signals that must be reconstructed via a numerical differentiation technique. All the considered methods rely on freely available Toolboxes and are tractable in a few seconds on a standard computer. Monte Carlo simulations were run and have

shown that:

• Sample rate is critical to have a derivative estimation accurate enough;

• IRWSM technique for estimating system parameters does not seem appropriate due to a sampling frequency too close to the system's dynamics; 8 Brunot, October 23, 2018

• The polynomial approximation provides satisfactory derivative estimates, leading to satisfactory estimated parameters, although finite differences coupled to an appropriate filtering can be a serious contender;

• The wavelet denoising applied to the measured signal appears to be an interesting solution that could be further investigated in order to estimate the derivative directly from the Wavelet transform;

• A Butterworth filter correctly tuned is an effective solution to estimate the derivative and thus the parameters, especially with known excitation spectra.

NOTATION

The following symbols are used in this paper:

a z = normal acceleration [m.s -2 ] C L = lift

  force coefficient C m = pitching moment coefficient c = mean aerodynamic chord [m] g = gravitational acceleration [m.s -2 ] I yy = pitch moment of inertia [kg.m 2 ] m = mass [kg] N = number of sample q = body-axis pitch rate [rad/s] q = dynamic pressure [kg.m -1 .s -2 ] S = wing reference area [m 2 ] t = time [s] V = true airspeed [m.s -1 ] α = angle of attack [rad]δ e = elevator deflection[rad]

Fig. 1 .Fig. 2 .

 12 Fig. 1. Example of α estimation -White-noise -Wavelet (dashed) and true noise-free signal (solid)

TABLE 2 .

 2 Summary table of the considered methods

		Butterworth	Wavelet	Polynomial	IRWSM
	Filtering	Butterworth filter	Wavelet denoising	Polynomial interpolation	Kalman filter & Fixed interval smoother
	Differentiation	Finite Differences	Finite Differences	Estimated derivative of the polynomial	Estimated state derivative

TABLE 3

 3

				. θ -Noise-free case
				F s = 50 Hz			F s = 500 Hz
	θ	True Value Butterworth Wavelet Polynomial Butterworth Wavelet Polynomial
	C Lα	3.828	3.827	3.827	3.825	3.828	3.828	3.828
	C Lq	16.39	16.45	16.51	16.78	16.38	16.39	16.39
	C Lδ e	0.125	0.125	0.125	0.125	0.125	0.125	0.125
	C mα	-1.437	-1.429	-1.430	-1.416	-1.437	-1.437	-1.437
	C mq	-44.76	-44.09	-44.19	-42.98	-44.61	-44.75	-44.74
	C mδ e	-1.722	-1.699	-1.702	-1.666	-1.718	-1.722	-1.721
		RelErr( θ)	1.41%	1.22%	3.82%	0.31%	0.01%	0.04%

TABLE 4 .

 4 Derivatives relative errors

	Technique Noise-free (50Hz) Noise-free (500Hz) White noise Colored noise
	Wavelet α Butterworth Polynomial	0.70% 0.53% 1.78%	0.49% 0.01% 0.02%	22.7% 98.3% 60.8%	17.5% 19.9% 18.2%
	IRWSM	-	-	21.4%	23.4%
	Wavelet q Butterworth Polynomial	2.05 % 1.11% 2.83%	1.94% 0.02% 0.04%	3.76% 14.7% 8.90%	3.18% 2.98% 3.97%
	IRWSM	-	-	15.7%	189%

TABLE 5 .

 5 White-noise case -500 MCS -Mean estimated parameters and standard deviations

	θ	True Value Butterworth	Wavelet	Polynomial	IRWSM
	C Lα	3.828	3.796 (0.054) 3.711 (0.055) 3.634 (0.051) 3.824 (0.054)
	C Lq	16.39	17.24 (3.722) 18.56 (3.733) 20.85 (3.648) 18.14 (3.679)
	C Lδ e	0.125	0.129 (0.062) 0.134 (0.062) 0.145 (0.061) 0.148 (0.062)
	C mα	-1.437	-1.418 (0.013) -1.388 (0.014) -1.346 (0.012) -1.396 (0.013)
	C mq	-44.76	-44.30 (0.969) -45.11 (0.978) -44.27 (0.919) -54.54 (0.951)
	C mδ e	-1.722	-1.700 (0.017) -1.711 (0.016) -1.672 (0.016) -1.758 (0.016)
		RelErr( θ)	2.01%	4.60%	9.39%	20.8%

TABLE 6 .

 6 Colored-noise case -500 MCS -Mean estimated parameters and standard deviations

	θ	True Value Butterworth	Wavelet	Polynomial	IRWSM *
	C Lα	3.828	3.801 (0.055) 3.799 (0.055) 3.797 (0.055) 3.828 (0.055)
	C Lq	16.39	17.11 (3.750) 17.16 (3.749) 17.44 (3.747) 18.86 (3.696)
	C Lδ e	0.125	0.126 (0.064) 0.126 (0.064) 0.126 (0.064) 0.166 (0.063)
	C mα	-1.437	-1.420 (0.013) -1.420 (0.013) -1.406 (0.013) -1.406 (0.194)
	C mq	-44.76	-44.28 (0.965) -44.39 (0.964) -43.18 (0.955) -49.95 (56.53)
	C mδ e	-1.722	-1.700 (0.016) -1.703 (0.016) -1.667 (0.016) -1.728 (0.238)
		RelErr( θ)	1.80%	1.78%	3.96%	12.0%

* : mean over 465 correct MCS

and practitioner. Springer Berlin Heidelberg, 2nd edition.

Brunot, October 23, 2018


Anne-Marie Pailhès

Du jardin ouvrier au jardin familial est-allemand : de la culture ouvrière à la culture précaire Lorsqu'on rencontre aujourd'hui des lotissements de jardinets faisant l'objet d'une organisation collective, une situation qui ne manque certainement pas de se produire dans la région du Nord-Pas de Calais, le terme spontané qui continue à nous venir aux lèvres est celui de « jardin ouvrier ». Cependant, si on vient à s'intéresser de plus près au sujet, il apparaît que ce terme n'est plus du tout usité pour la désignation officielle de ce type d'espace. Pour être politiquement correct, il faut désormais mentionner les « jardins familiaux » et autres « coins de terre », puisque l'organisation internationale régissant les espaces de ce type s'intitule depuis sa création en 1926 « Office International du Coin de Terre et des jardins familiaux ».

Après la Seconde guerre mondiale, le terme de « jardins ouvriers » a été remplacé par celui de « jardins familiaux ». Cette remarque lexicologique portant sur la langue française vaut également, et même de façon encore plus explicite, pour la langue allemande : il ne viendrait plus à l'esprit de l'un des quelque 1 300 000 jardiniers allemands de parler de leur « Arbeitergarten » ; même en RDA, qui se présentait officiellement comme l'« Etat des ouvriers et des paysans », le terme n'était plus en usage et avait été remplacé par celui de « Kleingarten » qui met simplement l'accent sur la taille modeste de l'entreprise, sur son aspect réconfortant de miniature au sein d'un plus vaste espace collectif, alors qu'en français, le « jardin familial » renvoie aux racines françaises du phénomène, ancré à l'origine dans la pensée de la démocratie-chrétienne.

Peut-on déduire de cet indice que ce qui fut l'une des traductions les plus visibles dans le paysage de la « culture ouvrière » allemande a disparu pour faire place à un espace socialement nivelé et indéterminé ? C'est à cette question que je tenterai de répondre à partir d'un exemple-type, celui du « Kleingarten » en Allemagne de l'Est. Il servira à appréhender certains aspects de l'évolution du milieu ouvrier en Allemagne de l'Est depuis 1990.

Du « Schrebergarten » au « Kleingarten »

Pour situer cet exemple, il est cependant nécessaire de revenir sur l'histoire de ce phénomène, typiquement allemand par bien des aspects. D'un d'un point de vue strictement

historique, le premier terme, unique en Europe, qui s'est imposé pour désigner ce jardin n'est pas celui de «jardin ouvrier », mais celui de « Schrebergarten » du nom du docteur Schreber, censé avoir eu l'une des premières initiatives en ce sens. Le Schrebergarten, terme encore parfois utilisé », avait cependant été précédé par le « Armengarten » : le premier ensemble de jardins pour les pauvres a été fondé en 1816 à Kappeln an der Schlei dans le Schleswig. C'est cependant le « Schrebergarten » qui s'est imposé et qui est considéré comme un véritable lieu de mémoire allemand1 depuis l'article d'Hermann Rudolph dans l'ouvrage de 2001, Deutsche Erinnerungsorte. Le docteur Schreber (1808-1861) a en effet donné son nom, à titre posthume, en 1865, à ces jardins aménagés en bordure de la ville de Leipzig. L'activité agricole des ouvriers dans les jardins ne représentait qu'une partie de son programme social qui avait pour principal objectif la lutte contre l'alcoolisme. Les jardins ouvriers de la Croix Rouge autour de Berlin, apparus au tournant du siècle, peuvent quant à eux être replacés dans la continuité idéologique de l'oeuvre du docteur Schreber : des « dames patronnesses » issues de la bourgeoisie avaient mission d'éduquer les classes populaires dans ce cadre. En France, il faut attendre la fin du XIXe siècle (1896) pour que l'abbé Lemire, député de Hazebrouck, crée la Ligue du Coin de Terre, dont le jardin ouvrier fut finalement la réalisation la plus importante d'un programme « terrianiste » aux objectifs beaucoup plus larges à l'origine.

Pendant les dernières décennies du XIXe siècle, à Berlin, la crise du loement poussa les sans-abris à se loger à la périphérie de la ville dans des cabanes, plus ou moins tolérées par les autorités, qui y mettaient régulièrement bon ordre pour éviter la diffusion de foyers d'« anarchie ». Les spéculateurs immobiliers y trouvaient leur compte en s'octroyant le monopole d'approvisionnement de ces « colonies », en boissons par exemple. Les ouvriers allemands qui avaient occupé des terrains et s'y étaient construit des cabanes provisoires, car ils ne savaient où loger, eurent au fil du temps le désir de s'organiser pour défendre leur droit à ne pas être expropriés. Les « Kleinlaubenkolonien » berlinoises étaient donc tout à fait différentes de leurs homologues de Leipzig ou du le Nord de la France et même des jardins de la Croix-Rouge créés à partir de 1900 dans la région de Berlin ; elles résultaient d'une initiative spontanée, de la misère liée à l'industrialisation et à l'exode rural. Les « Vereine », les associations qui naquirent au XIXe siècle, étaient souvent proches des cercles sociaux-

Evolution des jardins est-allemands depuis l'unification

La société de la RDA, à la veille de l'unification, se caractérisait encore par ce que les sociologues nommaient des « déficits de modernisation ». Alors qu'en 1989, le secteur tertiaire l'emportait en RFA sur les secteurs primaire et secondaire, en RDA, les secteurs primaire et secondaire employaient encore 61% des actifs6 . En moins de vingt ans, la part du secteur secondaire est ensuite passée en Allemagne de l'Est de 50% à 25 % des actifs, pour atteindre à peu près le même chiffre qu'en Allemagne de l'Ouest (26 %) ; dans le même temps, la part du secteur primaire est passée de 11 à 2,9 % (2,1% à l'Ouest). Les changements politiques et sociaux liés à l'unification ne pouvaient épargner le Kleingarten est-allemand.

Vingt ans après son unification, l'Allemagne est encore le pays d'Europe qui compte le plus de jardins de ce type selon les statistiques les plus récentes : 1 300 000 contre sans doute environ 120 000 en France. Comme chaque jardin est fréquenté par plusieurs personnes, on peut considérer qu'environ quatre millions d'Allemands ont accès à un jardin familial à l'heure actuelle, soit à peu près 5% de la populationet des électeurs.

La carte de répartition des jardins en Allemagne fait apparaître que le goût pour ces jardins dans des structures collectives est beaucoup plus marqué à l'Est qu'à l'Ouest. En 1987, 53% des foyers est-allemands disposaient d'un jardin ou terrain de week-end7 . Une étude de 1997 en recense 610 000 dans les nouveaux Länder où 3,6 % des habitants ont un jardin familial, donc on peut supposer que plus de 10% de la population est concernée par cette activité (contre 3 ou 4 % à l'Ouest). L'obligation, à notre époque encore, de consacrer un tiers de la surface du terrain aux cultures vivrières semble très pesante à nombre de jardiniers qui préfèrent que leur jardin ne soit plus lieu de labeur, mais de détente. La fin de la RDA a signifié l'adieu définitif aux pénuries, aux conserves et aux confitures maison, au potager ouvrier à fonction essentiellement ouvrière. Le jardin reste pourtant un pilier de la vie sociale de l'ex-RDA, du célèbre « Gespräch über den Zaun » aux fêtes diverses, privées ou collectives, qui continuent de rythmer la vie des colonies les plus actives. La plupart de ceux qui ont répondu sont des hommes, sans surprise. Cette prépondérance masculine rejoint l'analyse des sociologues françaises déjà citées pour qui « Le potager est, avec l'atelier de bricolage et le garage, l'espace masculin par excellence : c'est en quelque sorte la vitrine de son activité ». Le sondé type, en Allemagne de l'Est, est effectivement un homme de 50 à 70 ans, ce qui reflète le vieillissement de la population estallemande. La plupart des jardiniers appartiennent à la génération de ceux qui ont été rapidement mis au chômage après l'unification, avant de bénéficier de la pré-retraite.

Comparaison des analyses

Interrogés sur les professions actuellement ou anciennement exercées, plus de 24 % sont ou 12 Städtebauliche, ökologische und soziale Bedeutung des Kleingartenwesens, Bundesministerium für Raumordnung, Bauwesen und Städtebau, Bonn 1998, 132 p. 13 Städtebauliche, ökologische und soziale Bedeutung des Kleingartenwesens, Bundesministerium für Verkehr, Bau und Stadtentwicklung, Bonn 2008, 122 p. ont été ingénieurs, 16 % ouvriers, près de 30 % se déclarent employés. La profession déclarée est celle qu'ils exerçaient le jour où ils ont conclu un contrat de location de jardin. Le résultat le plus net de cette étude en ce domaine est la sous-représentation des ouvriers qui ne détiennent que 16 % des jardins dans l'échantillon étudié. Ces chiffres montrent nettement que les jardins familiaux ont été peu à peu désaffectés par les ouvriers. Mais il est difficile d'apprécier leur part exacte dans la société est-allemande actuelle. La part des secteurs primaire et secondaire, je l'ai déjà dit, est passée de 61 % en 1989 à 27,9% en 2007 ; mais le secteur industriel regroupait différents types d'emplois, de l'ouvrier au dirigeant d'entreprise.

On doit se borner à constater que le jardin était du temps de la RDA et reste encore

  démocrates. Puis les jardins furent aussi le terrain d'expérimentation sociale d'autres mouvements du début du XX e siècle, comme les naturistes, les « Lebensreformer » végétariens, écologistes avant l'heure, qui fondèrent près de Berlin (à Oranienburg) une colonie de jardins, « Eden », destinée à produire des fruits dans le cadre d'une coopérative. L'étude de leur histoire faire ressortir deux aspirations à l'origine des jardins dits ouvriers ; la comparaison entre la France et l'Allemagne conforte cette analyse. D'une part, le souci philanthropique de la doctrine sociale, qui, à la différence de ce qui se passe en France, n'est pas du tout porté en Allemagne par l'Eglise ou les Eglises, mais par des initiatives individuelles (les philanthropes de Leipzig, certains patrons d'usine) et institutionnelles (la Croix Rouge). D'autre part, principalement à Berlin, l'organisation d'ouvriers de la base, qui, participant à l'exode rural, s'entassent à la périphérie des grandes villes où ils ne trouvent pas à se loger. Toute l'ambiguïté du « jardin ouvrier » se retrouve à ses débuts et accompagnera son évolution ultérieure et sa réputation. Pour les uns, il ne sera qu'un lieu de contrainte sociale octroyé par un geste empreint de paternalisme ; pour les autres, il demeurera un lieu de lutte sociale et de solidarité. Les dirigeants de la zone soviétique d'occupation puis ceux de la RDA ne retiendront que la dimension individualiste du jardin. L'histoire de ces jardins entre 1933 et 1945 avait occulté leur fonction antérieure de foyer de contestation politique. Les ouvriers sociauxdémocrates et communistes en avaient été expulsés. On connaît l'épisode concernant Ernst Thälmann, dénoncé par un voisin des amis qui le cachaient dans un abri de jardin où il s'était réfugié. Une partie des « Lebens-und Bodenreformer » (végétariens prônant une nouvelle forme de vie, agrariens favorables au partage des terres), des anti-alcooliques, des « Heimatschützer » s'étaient ralliés sans peine aux idées nazies. A la fin de la guerre, les associations de jardiniers étaient complètement contrôlées par les nazis, comme en témoignent les photos conservées qui montrent le drapeau à la croix gammée flottant sur toutes les colonies de jardins. Les associations de jardiniers étaient, elles aussi, sous la coupe du NSDAP et prêtes à fournir des vivres pour l'effort de guerre. Après guerre, le jardinage amateur était donc considéré comme une occupation honorable pour sa fonction vivrière, mais méprisable du point de vue politique. Le jardin était devenu le lieu de retrait politique de l'ouvrier qui, en consacrant son temps libre à la culture des légumes, se soustrayait à l'activité politique. Le jardinage était l'expression d'une conception Biedermeier de l'existence, d'un repli sur la sphère privée et d'une dépolitisation. Mais il ne faut pas oublier que ce jugement politique servait la cause du développement économique, comme ce fut le cas aussi dans les autres pays d'Europe : dans les années 1970, des lotissements entiers de jardinets firent place dans les villes à des programmes immobiliers. A Berlin-Est, 332 lotissements sur 601 disparurent entre 1957 et 1975 2 . Il faudra attendre les années 1980 pour que l'image de marque du jardin change en R.D.A. En Europe de l'Ouest, cette revalorisation eut lieu à la même époque, alors que commençait la crise économique et s'éveillait une conscience écologique poussant à un nouveau « retour à la nature ». De petit bourgeois individualiste, le jardinier devint alors l'artisan du socialisme qui participait à l'approvisionnement de la population et apportait une solution partielle à la pénurie endémique en fruits et légumes. Le décret qui entérina cette évolution fut promulgué en 1977 seulement : le VKSK (Verein der Kleingärtner, Siedler und Kleintierzüchter) 3 n'était alors plus seulement considéré comme une organisation politique de masse, mais devenait un facteur économique qu'il y avait lieu d'encourager. Le jardinier devenait même un privilégié : l'Etat lui achetait à bon prix une partie de sa récolte (le jardinier n'avait d'ailleurs pas la possibilité de refuser). Celle-ci était mise en vente dans les magasins à des prix subventionnés par l'Etat, moins élevés que ceux qui avaient été payés au producteur ! Paradoxalement, le jardin né de la pauvreté des ouvriers était devenu en RDA objet d'envie et privilège social. Le nombre des jardins augmenta beaucoup au cours des années 1980 : de 620 000 en 1977, il passa à 814 000 en 1987 4 . A juste titre, Peter Warnecke analyse ainsi cette évolution : « Les jardiniers amateurs de la RDA ne se différencient pas fondamentalement de ceux qui avaient des jardins d'usine à la fin du XIXème siècle : le souci d'augmenter la production est dissimulé sous le geste philanthropique » 5 . Le jardin jouait un rôle de soupape sociale dans un pays où les possibilités de loisirs étaient plus réduites que dans la société occidentale de consommation de masse. Aux yeux de certains, le jardin est-allemand fut l'un de ces lieux typiques de la « Nischengesellschaft » caractéristique de la RDA : on y organisait des fêtes, on y tissait des liens sociaux importants avec ses voisins. Le jardin organisé reste le lieu emblématique d'une société aux couches socialesbine distinctes, il continue d'être associé dans l'imaginaire à la culture ouvrière. Edgar Wibeau, Le héros de Ulrich Plenzdorf dans Die neuen Leiden des jungen W. (1973) est apprenti et s'est réfugié dans la "Laube" d'un jardin berlinois promis à la destruction. Son usage du jardin est cependant subversif : ce lieu auparavant très encadré est devenu un territoire à la marge, proche de la disparition, de même que le héros, auparavant un apprenti modèle, quitte la société ordinaire pour se consacrer à l'art.

  La première évolution d'ordre structurel a concerné les organismes de gestion des jardins. Comme les autres organisations de masse, le VKSK était amené à disparaître après l'unification. Il s'est dissous peu à peu au cours des six premiers mois de 1990, remplacé par des associations régionales créées dans chaque nouveau Land. Ces associations ainsi que celle de Berlin-Est fondèrent, le 7 juillet 1990, le VGS (Verband der Gartenfreunde und Siedler) qui chapeautait toutes les organisations de la RDA. Cette union a permis la transition jusqu'en 1993, date de sa dissolution. En 1991 et 1992, les associations de Berlin-Est et Berlin-Ouest s'unifièrent. Entre 1991 et 1995, les associations régionales des nouveaux Länder adhérèrent à l'organisme fédéral allemand, le Bundesverband Deutscher Gartenfreunde (BDG)8 . Une nouvelle association indépendante, ayant pour objectif de défendre les intérêts spécifiques des Allemands de l'Est, vit le jour : le VKSG (Verband der Kleingärtner, Siedler und Grundstücksnutzer e.V.), fondé en juillet 1995 ; elle reste cependant tout à fait minoritaire et surtout cantonnée à la région berlinoise ; elle entretient des liens privilégiés avec le parti Die Linke. L'immense majorité des locataires de jardins familiaux (il existe environ 10 250 associations locales de jardins familiaux dans les nouveaux Länder 9 ) sont maintenant représentés par l'union fédérale (BDG).Cependant, les jardiniers est-allemands continuent à cultiver leur spécificité. Leur émoi a surtout été suscité dans les années 1990 par l'application à l'ex-RDA de la législation ouest-allemande, en l'occurrence du Bundeskleingartengesetz. Cette loi interdit aux locataires de faire construire des habitations sur leurs parcelles et d'y passer la nuit. La taille des « cabanes » (Lauben) est limitée à 24 m2. Il est obligatoire de consacrer au moins un tiers de la surface à la culture des fruits et légumespour éviter que les jardins deviennent un simple lieu de repos et que leurs locataires les détournent de leur fonction économique et sociale d'origine. Or les autorités est-allemandes avaient fermé les yeux depuis plusieurs décennies sur l'élection de domicile dans les jardins, devenue peu à peu légale. Après de longs débats juridiques, on ajouta au Bundeskleingartengesetz un article supplémentaire, le paragraphe 20b, qui stipule que la situation contractée légalement avant le 3 octobre 1990, du temps de la RDA (construction de bâtiments) reste légale. Cet article est entré en vigueur le premier janvier 1995. A l'heure actuelle, il existe autant de jardins familiaux à l'Est qu'à l'Ouest de l'Allemagne (la densité en jardins y est donc trois fois plus élevée). Les Allemands de l'Est sont représentés de façon paritaire dans les associations nationales. La place importante qu'occupent les jardins dans les plans d'occupation des sols en fait des surfaces très convoitées, tant par les communes que par d'autres propriétaires sensibles à la sirène des promoteurs immobiliers. En RDA, la disparition progressive de certains lotissements de jardins résultait de la politique officielle de « construction du 8 Les étapes de cette unification sont relatées dans le dossier « 5 Jahre gemeinsame Verbandsentwicklung", in : Der Fachberater, Fachzeitschrift für das Kleingartenwesen, für Grünpolitik und Umweltschutz, November 1995, S. 186-201. 9 Chiffre cité dans la réponse du gouvernement fédéral au PDS le 21 mars 2001. Antwort der Bundesregierung auf die Kleine Anfrage der Abgeordneten Dr. Evelyn Kenzler, Roland Claus und der Fraktion der PDS. Drucksache 14/5643 socialisme ». En Allemagne de l'Est, après l'unification, la situation ressemblait à celle qui avait aussi mené à la disparition des jardins à l'Ouest. Les associations de jardiniers ont dû déployer un arsenal juridique pour se protéger. L'association de Potsdam, par exemple, a été obligée de louer les services d'un avocat pour l'assister dans ses démêlés avec la ville. Elle a gagné son procès contre la ville de Potsdam pour sauver certaines parcelles (1994). A Berlin ou Potsdam, ces associations ont essayé de gagner des partis politiques à leur cause, organisant des réunions autour d'une bière matinale avec des responsables (« politischer Frühschoppen »). Il semble que seul le PDS se soit, à l'époque, montré sensible à la cause des jardiniers, ne sous-estimant pas le vivier électoral qu'ils représentaient. La lecture de la Märkische Gärtnerpost (organe de l'association des Jardiniers de Potsdam, tiré à environ 10000 exemplaires) révèle que les hommes politiques des autres partis, à l'exception du SPD, ne répondaient pas à ces invitations. Le PDS a même créé un cercle de réflexion consacré à ces questions (AG Erholungsgrundstücke und Kleingartenwesen) et présenté un programme aux revendications claires en ce domaine pour les élections de 2002. Ce cercle de réflexion continue à interpeller le gouvernement fédéral au sujet des jardins par l'intermédiaire de députés de Die Linke. Les changements structurels n'ont cependant pas entamé l'identité de cet aspect incontournable et spécifique de la vie quotidienne en Allemagne de l'Est que représente le « Kleingarten ». Il continue d'être à certains égards un bastion du sentiment communautaire hérité de la RDA ; malgré toutes les contraintes de vie collective qu'il implique, il porte encore la marque d'une culture sinon ouvrière, du moins populaire. Le jardin comme emblème de la culture ouvrière Le metteur en scène Roland Bruns, auteur de Parzelle Paradies, ne s'y est pas trompé : le microcosme d'une « colonie » l'a intéressé en tant que système fermé qui a ses propres règles et contraintes (règlement à respecter, obligation de participer aux tâches collectives, de désherber régulièrement, de tondre la pelouse, etc…). Dans sa brochure de présentation, il cite Claude Lévi-Strauss (dans l'Anthropologie Structurale) : selon celui-ci, le plan d'un village ne reflète pas l'organisation d'une société mais un modèle d'organisation abstrait présent à l'esprit de chacun. Le jardin serait l'image abstraite d'une organisation à l'allemande dont les traits autoritaires sont indéniables. Les détracteurs des jardins mettent l'accent sur la dimension très autoritaire de la vie des jardiniers en leur sein. La conception d'un certain ordre apparaît dans le vocabulaire spécifique de son organisation : chaque allée a un « Wegeobmann », un gardien qui veille à ce que chacun respecte le règlement et arrache l'herbe devant sa porte. Dans la pièce de théâtre de R. Bruns, un « Wegeobmann » a pour charge de guider les spectateurs/visiteurs et les harcèle sans cesse pour qu'ils respectent le règlement. Régulièrement, le « Vorstand » c'est-àdire la direction de la « colonie », fait une ronde pour vérifier que personne ne contrevient à l'ordre établi. Avoir un jardin dans ce type de communauté implique aussi de faire en quelque sorte partie d'une « brigade » de travail, de participer plusieurs fois par an à des travaux d'utilité collective, une contrainte parfois mal perçue et qui rappelle à certains les « subbotniki » obligatoires de la RDA. Cependant, la vision du jardin comme structure autoritaire, ou pour le moins comme dispositif contraignant, ne doit pas occulter les autres interprétations. Les sociologues françaises Florence Weber et Séverine Gojart par exemple proposent une autre analyse de cette manifestation de la culture ouvrière : « L'ordre et la propreté du jardin sont la preuve de la valeur, morale cette fois, du jardinier. En milieu ouvrier, un jardinier 'qui se respecte ' et qui se fait respecter ne cultive pas seulement des légumes exceptionnellement savoureux […] ou abondants. Il fait surtout un beau jardin, bien aligné, parfaitement désherbé, en un mot impeccable : sous couvert d'y produire des légumes, il y met en oeuvre et il y fait grandir sa propre respectabilité. Le potager propre est l'analogue masculin de la maison bien tenue, vitrine des vertus féminines » 10 . Cette interprétation rejoint celle de Regina Bittner, sociologue spécialiste des milieux ouvriers, auteurs de plusieurs études sur les anciens ouvriers de la région de Bitterfeld. Selon elle, le jardin est l'une des facettes de la vie économe (« sparsames Leben ») caractéristique du milieu ouvrier ; elle analyse aussi le jardin comme lieu de vie sociale et lieu rigide. La permanence de l'adhésion à des modèles rigides d'ordre (« rigide Ordnungsmuster ») renvoie, selon elle, surtout à la peur de la déchéance sociale d'un milieu qui n'a plus de travail mais dont les liens sociaux et l'identité proviennent encore de cette sphère 11 .

  de 1998, 2003 et 2008 En 1998, le ministère allemand de l'aménagement du territoire a fait paraître une étude très approfondie sur les jardiniers amateurs allemands 12 . Elle donne une image précise des jardins allemands, et fournit encore des données séparées pour les Länder de l'Ouest et ceux de l'Est. Cinq ans plus tard, au cours de l'été 2003, j'ai réalisé une étude à partir d'un questionnaire adressé à des particuliers et aux associations régionales. En 2008, le même ministère a de nouveau publié une étude approfondie sur le même sujet 13 . La comparaison des résultats des trois enquêtes permet de cerner les évolutions principales des dix dernières années dans les jardins est-allemands. Lors de mon étude de 2003, j'ai reçu en tout 149 réponses, de quatre des nouveaux Länder (Brandebourg, Thuringe, Saxe-Anhalt et Saxe) et de Berlin-Est. Les jardiniers contactés par les associations ont répondu avec enthousiasme à mon questionnaire et m'ont envoyé de nombreuses photos de leurs jardins. Le questionnaire a visiblement touché chez eux une corde sensible et éveillé l'impression que l'on s'intéressait à leur passe-temps favori depuis l'étranger, alors que beaucoup se plaignent du désintérêt des politiciens pour leur cause. Cet enthousiasme demande cependant à être nuancé : les personnes contactées par les associations sont souvent les présidents d'associations locales, très actifs et particulièrement engagés.

  aujourd'hui le fait des classes moyennes. Cette hypothèse est confirmée par le rapport ministériel de 2008 qui note : « Le niveau de qualification des jardiniers est plus élevé dans les nouveaux Länder que dans les anciens » (p. 69). Cela ne signifie pas que le jardin de ce type n'appartient plus à la culture ouvrière. Une étude de 2008 sur l'appartenance subjective à une couche sociale (« Subjektive Schichteinstufung ») montre encore des différences notables entre l'Est et l'Ouest ; en 2006, 34 % des Allemands de l'Ouest déclarent appartenir à la « couche ouvrière » alors qu'ils sont 52 % à l'Est. Rainer Geissler met cette différence sur le compte de l'écart qui continue d'exister dans le niveau de vie entre l'Est et l'Ouest, et sur celui de la persistance d'une « idéologie ouvrière » de la RDA. Il note qu'un tiers des cadres (« leitende Angestellte ») et des fonctionnaires supérieurs (« höhere Beamte ») se placent euxmêmes dans la couche ouvrière. On aurait ainsi affaire avec les jardins familiaux à une culture ouvrière à laquelle adhèrent d'autres couches socialespeut-être à un résidu de culture ouvrière qui cristallise une identité est-allemande parfois niée en haut lieu. Ainsi, à une question posée par les députés du parti Die Linke, le gouvernement fédéral rappelait en mai 2009 que les jardins n'étaient pas le fait de certains groupes sociaux, mais concernaient toutes les couches sociales, 50 % environ d'entre eux appartenant aux petites classes moyennes disposant d'un revenu net allant de 800 à 1800 euros par mois (Kleine Anfrage, 6. Mai 2009 14 ). Cette réponse voulait nettement éviter une mise en relief de la spécificité estallemande. L'étude du ministère fait effectivement également apparaître que si 7 % des jardiniers ouest-allemands sont chômeurs, 26 % sont dans ce cas en Allemagne de l'Est. Effectivement, le jardin reste pour ses locataires un lieu essentiel qui permet le maintien d'un lien social. Parmi les activités pratiquées au jardin, un leitmotiv revient : la conversation entre voisins d'un jardin à l'autre (« Gespräch über den Zaun »), les bonnes 14 Antwort der Bundesregierung, « Erhaltung und Sicherung von Kleingartenflächen", Drucksache 16/12762. relations entre voisins, la vie sociale qui se déroule dans le cadre de l'association ; même si beaucoup déplorent, sur le ton de l'Ostalgie, le développement de l'égoïsme effréné, la fréquence des situations conflictuelles dictées par l'individualisme de certains. Ils évoquent des changements dans « L'ego des amis des jardins (la solidarité est moins grande à l'intérieur de la communauté ) » ou « Les relations des gens entre eux (manque d'harmonie) ». Le prisme du jardin révèle toutes les interrogations de la société est-allemande. Il est victime de l'expansion des pavillons avec petit jardin dans les nouveaux Länder, mitant de plus en plus le paysage et rendant moins nécessaire la location d'un jardin. Les barres de HLM socialistes se vident au profit de la transformation de la périphérie des villes en banlieues à l'anglo-saxonne. L'habitant typique d'une « Neubauwohnung » (un appartement moderne de la RDA), qui avait un lopin de terre à proximité de son habitation, a tendance à disparaître. Les problèmes démographiques atteignent aussi les jardins : beaucoup de jeunes jardiniers émigrent à l'Ouest pour y chercher du travail. Cette préoccupation revient en particulier dans les témoignages reçus des régions situées près de l'Allemagne de l'Ouest, comme la Thuringe ou la ville de Magdebourg : « Il est difficile de trouver de jeunes familles pour cultiver les jardins car beaucoup d'entre elles doivent partir en ex-RFA pour chercher du travail, à cause de l'échec des politiciens ». Un « jeune » (30-50) envisage d'abandonner son jardin : « Comme je suis au chômage, je serai peut-être obligé de partir dans un autre Land ». Par ailleurs, le lien est souvent établi dans les réponses au questionnaire entre pauvreté et renouveau des jardins familiaux : plus la situation sociale sera mauvaise, plus une part importante de la population en sera réduite à cultiver son jardin par nécessité économique. Ainsi, dans une réponse collective, l'association de Magdebourg écrit que la culture des légumes, abandonnée en grande partie jusqu'au milieu des années 1990, est à nouveau de plus en plus pratiquée depuis 1995. Plusieurs questionnaires indiquent que celle des pommes de terre, abandonnée après l'unification, est à nouveau à l'ordre du jour en raison de leur prix d'achat. Ces remarques mettent en lumière la fin de l'illusion économique de l'unification et l'installation dans une période de crise de longue durée.La situation est très variable selon les régions : en certains lieux, les parcelles ne trouvent pas de repreneurs. D'autres associations notent quant à elle une augmentation du nombre des demandes de jardins. Le président de l'association de la région de Meiningen (Thuringe, 25 000 habitants) note avec optimisme: « Nous comptons 27 associations locales.La demande de parcelles augmente énormément. Sur 1500 parcelles, seules 2 sont vides, les jeunes gens reviennent ».Jardins est-allemands et précaritéA l'occasion, le jardin devient un sujet brûlant, objet de nombreuses polémiques.Prenons-en pour exemple le débat sur la place des « Kleingärten », jardins familiaux, dans la réforme Hartz IV qui a redéfini les modalités d'attribution de l'allocation chômage de fin de droit et celle de l'aide sociale, fondues depuis le 1 er janvier 2005 en une seule aide nommée Arbeitslosengeld II. Pour en bénéficier, il faut prouver non seulement que l'on ne dispose d'aucune ressource, mais aussi que l'on ne possède pas de biens au-delà d'une certaine limite financière. Dès août 2004, cette mesure a suscité des inquiétudes chez les jardiniers. Pour eux, elle signifiait clairement qu'ils devraient dans certains cas choisir entre, d'une part, conserver leur jardin (dont ils ne possèdent pas le sol, mais la maison et les équipements estimés à un certain montant) et renoncer à l'allocation et d'autre part, renoncer à leur jardin pour toucher l'allocation. Le ministre fédéral de l'environnement, Jürgen Trittin, déclarait à la Berliner Zeitung le 16 août 2004 : « Personne ne se verra confisquer son jardin ». Cependant, le 6 septembre 2004, Gerd Andres, secrétaire d'Etat au Ministère de l'Economie et de l'Emploi, a donné une réponse écrite à Gesine Lötzsch, députée du PDS, qui lui demandait si les bénéficiaires du Arbeitslosengeld II seraient contraints de vendre leur jardin si sa valeur les faisaient passer dans la catégorie de ceux qui étaient trop « riches » pour toucher l'allocation. M. Andres a répondu clairement que le jardin ne devait pas être considéré comme un type de propriété protégé, mais que la question serait réglée au cas par cas. Ce dernier développement et les réactions des partis, qui, à l'Est, à l'exception du SPD, soutenaient tous les jardiniers (comme M. Milbradt, alors Ministre-président de la Saxe (CDU), qui a reconnu publiquement que confisquer des jardins serait une erreur politique), ont montré que le jardin est-allemand restait un lieu de fort attachement affectif au-delà de classes sociales ; enjeu politique pour les nouveaux Länder, lieu de mémoire et lieu d'identité à la fois géographique et historique, sociale et culturelle. Les jardiniers est-allemands ont pris conscience, au cours des années 1990, que ce lieu était celui d'une continuité historique et sociale. Dans les institutions, cette prise de conscience a culminé avec, en 1996, l'inauguration du musée de Leipzig et en 2001, l'exposition « Laube Liebe Hoffnung » 15 au Filmmuseum de Potsdam, en marge de la BUGA 16 . Mais il est aussi remarquable qu'au sein des associations, nombre d'adhérents aient rédigé des chroniques alors que dans le même temps, les historiens se penchaient dans 15 « Cabane, amour, espoir », titre d'une chanson de Claire Waldoff. 16 BUGA : Bundesgartenschau, la plus grande exposition horticole annuelle en Allemagne.

Rudolph, Hermann, "Der Schrebergarten", in: Deutsche Erinnerungsorte, Band III, Hrg. E. François und H. Schulze, München, Beck,

2001, p. 363-381.

Peter Warnecke, Laube Liebe Hoffnung -Kleingartengeschichte, Wächter Verlag, Berlin, 2001, p 223.

Fondée en 1959,cette association rassemblait non seulement les jardiniers, mais aussi les apiculteurs, les éleveurs de lapins, de chiens et de chats de race, de chèvres, de moutons et d'oiseaux.

Warnecke, op.cit., p. 205

Idem, p. 237.

Geissler, Rainer, Die Sozialstruktur Deutschlands, Wiesbaden, 2008. Voir la publication en ligne du même auteur sur le site de la Bundeszentrale für politische Bildung.

Chiffre cité par Harry Tisch, président du syndicat de la RDA, le FDGB, rapporté par Wilhelm Bleek dans son article Kleingärtner, Kleintierschützer und Imker, eine exemplarische Nische in der DDR und deren Zukunft, in : Minderheiten und Übersiedler aus der DDR, Hrg. Dieter Voigt und Lothar Mertens, Berlin, Duncker Humblot, 1922, p. 67-100.

In: "Les potagers en France aujourd'hui", Cent ans d'histoire des jardins ouvriers 1896-1996 La Ligue Française du Coin de Terre et du Foyer, sous la direction de Béatrice Cabedoce et Philippe Pierson, Créaphis 1996, Grânes, p. 145-146.

 11 Bittner, Regina, "Sparsames Leben -Ambivalenzen des Umwelthandelns in ostdeutcher Arbeiterkultur", in Hofmann, Michael, Maase Kaspar, Warneken Bernd Jürgen, Ökostile. Zur kulturellen Vielfalt umweltbezogenen Handelns. Marburg, Arbeitskreis Volkskunde und Kulturwissenschaften e.V., 1999, p. 65-86.


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Vincent Alamercery

Sebastiaan Derks

Lodewijk Petram

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Geohistorical FAIR data: data integration and Interoperability using the OntoME platform

niveau recherche, publiés ou non, émanant des établissements d'enseignement et de recherche français ou étrangers, des laboratoires publics ou privés.

In the Huygens ING/CLARIAH Geovistory pilot project, data available from different databases on maritime history are wrangled with the aim of reusing them in further historical research.

The data model is conceptualized and redefined in close collaboration with domain specialists in order to have a clear understanding of the data to be imported.

In OntoME, project-specific classes and properties are created in a dedicated namespace...

...and aligned with CIDOC CRM classes to enable interoperability.

This application profile is then used in the Geovistory web application, and potentially in any other virtual research environment, to import, wrangle and analyze the integrated data from the different original datasets.

Geohistorical FAIR data: data integration and interoperability using the OntoME platform

An application profile, available on a public API, is created that reproduces the envisaged model as a coherent set of classes and properties from different published namespaces. The same process can be carried out in OntoME by any other project interested in making its data reusable by other researchers.

At the end of the process, the wrangled data can be made available on a human readable webpage or a SPARQL endpoint. (1) CNRS -Université de Lyon -LARHRA / francesco.beretta@cnrs.fr (2) ENS de Lyon -Université de Lyon -LARHRA / vincent.alamercery@ens-lyon.fr (3) Huygens ING, Amsterdam / sebastiaan.derks@huygens.knaw.nl -lodewijk.petram@huygens.knaw.nl (4) KleioLab GmbH, Basel / jonas.schneider@kleiolab.ch

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