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AuteursIngrid NAPPI-CHOULET [**] [**] Auteur correspondant. ...
suitedu même auteur

- 1 - Introduction

L’économie française est marquée depuis 1998 par une hausse très sensible des prix du logement qui ont augmenté pour l’immobilier ancien, collectif et individuel, en moyenne entre 1998 et 2005 à un rythme annuel supérieur à 11 % pour l’ensemble du territoire métropolitain et pour l’Île-de-France (source : base de données notariales BIEN, Chambre des notaires d’Île-de-France). Cette hausse concerne toutes les régions françaises et porte aussi bien sur les zones urbaines que rurales. Si de telles hausses ont déjà existé, notamment dans les années 1980, la hausse actuelle se distingue par la conjonction d’une relative stagnation du pouvoir d’achat des ménages – à un rythme annuel inférieur à 2 % depuis 2003 – et d’une d’inflation très modérée, inférieure à 2 % sur la période 1998-2005.

2 Dans ce contexte particulier, se pose inévitablement la question de la capacité d’achat de logement des ménages français. L’objet de cet article est de s’intéresser plus précisément à l’évolution de la capacité d’achat dans le logement ancien des ménages primo-accédants franciliens depuis 2000 et d’étudier s’il existe ou non des disparités de perte de solvabilité parmi les ménages primo-accédants. En d’autres termes, nous cherchons à étudier si les ménages primo-accédants les plus défavorisés ont connu des baisses de capacité d’achat en m² supérieures à celles des ménages les plus solvables.

3 Ces questions sont directement reliées aux profils de ménages ciblés par des mesures politiques récentes en matière de logement. En effet, certaines mesures, telles que le Prêt à Taux Zéro (PTZ), mis en place en 1995 pour l’acquisition par un primo-accédant d’un logement neuf ou ancien avec travaux, a été étendu en février 2005 à l’acquisition d’un logement ancien sans travaux, s’adressent directement aux ménages primo-accédants sous conditions de ressources. Seuls les ménages dont les revenus fiscaux ne dépassent pas un plafond fixé en fonction de la taille du ménage et du zonage géographique, sont éligibles au PTZ. Ainsi le PTZ ne s’adresse qu’à une fraction des ménages primo-accédants en France et seule une estimation statistique de la fonction de distribution de la solvabilité peut permettre d’en évaluer les impacts.

4 Notre recherche consiste à estimer le profil et la solvabilité des ménages primo-accédants éligibles, à partir d’une extraction de la base clients d’un établissement financier représentatif du marché de la primo-accession. Pour ce faire, nous avons construit un indice de prix hédonique adapté à la demande des primo-accédants qui nous permet de prendre en compte les types de logements spécifiques, notamment de faible surface, qui concentrent l’essentiel de la demande de ces ménages et qui ont connu les hausses de prix les plus marquées depuis 2000, ce qui conduit à accroître les pertes de solvabilité des primo-accédants.

5 L’article est structuré de la façon suivante. La première section présente la littérature existante (2). La suivante est consacrée à la présentation des données et de la méthodologie (3). Enfin, la dernière section est consacrée à la présentation des résultats (4).

- 2 - Revue de la littérature

6 L’analyse de la répartition des revenus a fait l’objet de développements très larges dans la littérature économique (voir LADAIQUE, 2005 ; BENABOU, 1996 ; PIKETTY, 2003 ; FEENBERG et POTERBA, 1993 et 1995). L‘objectif de notre recherche est de transposer ce type d’étude dans le domaine du logement. En particulier, l’effet de certaines actions publiques (aides au logement, instauration de plafonds sur des taux de crédit immobiliers) dépend directement de l’inégalité de distribution des revenus dans la population et est destiné à resolvabiliser les couches les plus défavorisées de la population en termes d’accès au logement. Il est donc indispensable de mesurer l’évolution du pouvoir d’achat logement, et l’impact sur celui-ci des politiques publiques, pour les ménages qui ont le plus de difficultés à accéder à la propriété.

7 Parallèlement, sans aborder directement le thème de la solvabilité des ménages, certaines études ont estimé l’impact économique du Prêt à Taux Zéro. GOBILLON et LE BLANC (2005) montrent que le PTZ a permis d’augmenter sensiblement l’accession à la propriété pour les ménages les plus modestes. Parallèlement, BOSVIEUX (2005) analyse l’évolution de la part des propriétaires occupants entre 1997 et 2001. Celle-ci a fortement augmenté sur cette période en raison notamment de la baisse des taux d’intérêt et de la mise en place du prêt à taux zéro. Enfin, FACK (2005) mesure l’impact des aides au logement en France sur la période 1973-2002, mais sur le marché locatif. L’auteur montre la forte hausse des loyers consécutive à ces aides.

8 Notre recherche consiste à estimer les disparités de solvabilité des ménages primo-accédants français dans le logement, qui ne disposent pas, par nature, de capacités d’apport par revente comme le reste des accédants. Pour ce faire, nous utilisons l’analyse hédonique aujourd’hui largement appliquée au logement (BEAUVOIS et al., 2004 ; MAURER et al., 2004 ; CAVAILHES, 2005). Pour une revue de la littérature sur ce point et une comparaison internationale des différentes méthodologies, voir BEAUVOIS et al. (2004).

9 Il s’agit ainsi d’approfondir les analyses existantes sur le pouvoir d’achat logement des ménages en général, notamment celle de la FNAIM qui propose une étude trimestrielle, évaluant la solvabilité des ménages français dans le logement ancien, remontant à 1992. Parallèlement, l’IEIF donne une estimation de la solvabilité en m² sur les grandes villes françaises, pour le logement collectif (neuf et ancien), et remontant à 1985. Enfin, nous noterons également l’étude de MOËC (2004) qui fournit une estimation de la capacité d’achat en m² des ménages français sur le marché des appartements parisiens sur la période 1990-2003. Sur le plan international, ce type d’indice semble très rare. Notons tout de même l’indice de solvabilité de VOS (2001) sur la période 1975-2001.

10 Ces études ne fournissent qu’une mesure agrégée de la solvabilité logement des ménages. Or, comme nous disposons de données individuelles concernant, d’une part, le profil des ménages et, d’autre part, le marché du logement ancien, nous pouvons étendre cette analyse de la solvabilité logement et fournir une estimation de l’évolution des disparités de capacité d’achat logement depuis 2000.

11 Parmi les différents profils de primo-accédants, nous avons centré notre analyse sur les ménages primo-accédants éligibles, c’est-à-dire des ménages non encore propriétaires qui pourraient accéder à la propriété mais qui ne l’ont pas nécessairement fait. La définition du profil d’un primo-accédant éligible se fait à partir d’une extraction de la base de données clients d’un établissement financier extrapolée à l’aide de l’Enquête Emploi de l’INSEE. Par ailleurs, nous utilisons les taux des PAS (Prêts à l’Accession Sociale) qui concernent essentiellement les primo-accédants.

12 En adoptant une méthodologie microéconomique, aussi bien pour la définition du profil des ménages primo-accédants (utilisation d’une extraction de la base clients d’un établissement financier représentatif du marché de la primo-accession) que pour le marché de l’immobilier ancien en Île-de-France (utilisation de la base BIEN – Notaires d’Île-de-France), nous analysons la répartition de la solvabilité. Par ailleurs, nous complétons cette analyse en construisant un indice de prix hédonique adapté à la demande des primo-accédants qui nous permet de prendre en compte les types de logements spécifiques, notamment de faible surface, qui concentrent l’essentiel de la demande de ces ménages et qui ont connu les hausses de prix les plus marquées depuis 2000, ce qui conduit à accroître les pertes de solvabilité des primo-accédants.

13 Les diverses données socio-économiques et financières détaillées de la base clients (taux d’effort moyens, durées de remboursement, etc.) nous permettent de distinguer dans notre recherche la capacité moyenne d’achat des ménages primo-accédants de leur capacité maximale d’achat. L’analyse en termes de capacité d’achat moyenne nous permet d’intégrer l’impact de la hausse des durées de crédit immobilier sur la solvabilité des primo-accédants. En effet, depuis cinq ans, les établissements financiers ont augmenté leur offre de crédit sur des durées longues. De plus, les durées maximales autorisées sur les Prêts Conventionnés (y compris les PAS) sont fixées par décret et ont été augmentées en mars 2004. En conséquence, les primo-accédants ont la capacité de s’endetter sur une plus longue période qu’en 2000 et les durées moyennes d’emprunt sont en hausse. Toutefois, on peut objecter que les hausses des durées sont, au moins en partie, une conséquence de la hausse des prix et qu’il vaut mieux privilégier l’étude de la capacité maximale d’achat avec une durée maximale fixe, en excluant ainsi cet effet d’ « endogénéité » des prix sur les durées.

14 Ainsi, nous disposons donc d’une distribution de capacité d’achat (moyenne et maximale) en m² entre 2000 et 2005 pour les primo-accédants éligibles franciliens. Cette distribution nous permet de découper cette population en quartiles et d’analyser l’évolution des disparités de solvabilité et notamment l’impact de l’introduction du Nouveau PTZ en 2005 sur le marché de l’ancien sans travaux.

- 3 - Description des données et présentation de la méthodologie

3.1. Présentation des données

15 Afin d’étudier le profil des ménages primo-accédants, nous avons obtenu la possibilité d’exploiter statistiquement une extraction sur la période 2000-2005 de la base de données clients – restant anonymes - d’un grand établissement financier français, actionnaire de la SGFGAS (Société de Gestion du Fonds de Garantie à l’Accession Sociale) et, par ailleurs, second établissement de crédit pour l’émission des Prêts à Taux Zéro : plus de 21 % de l’ensemble du marché pris en volume. Cette base clients est particulièrement intéressante dans la mesure où la part des primo-accédants sur l’ensemble de la clientèle de cet établissement financier est supérieure à 50 % et qu’elle permet de disposer d’un volume annuel variant de 2.000 à 2.700 observations exploitables en ce qui concerne les primo-accédants franciliens, pour lesquels les variables socio-économiques disponibles nous permettent d’évaluer les capacités moyenne et maximale d’achat (correspondant à la somme du montant total de l’emprunt et de l’apport personnel) de chacun des clients de la base. Celle-ci comporte également un grand nombre de PAS (Prêt à l’Accession Sociale), soit près de 20 % du marché en volume.

16 Pour élaborer le calcul de la capacité d’achat des ménages primo-accédants, nous utilisons les séries de taux fixes PAS fournis par la SGFGAS, qui ont l’avantage de s’adresser majoritairement à des clients primo-accédants.

17 Les données concernant les prix des logements anciens, individuels et collectifs, sont issues de la base de données notariales BIEN (Base d’Information Économique Notariale), gérée par les notaires d’Île-de-France et dont l’utilisation est régie par convention avec la Chambre interdépartementale des notaires de Paris (CINP). Ces données sont disponibles à partir de 1990 pour Paris et la petite couronne et à partir de 1996 pour la grande couronne. Avec en moyenne 147 000 données annuelles, la base couvre environ 85 % des transactions réalisées en Île-de-France. En particulier, pour les onze premiers mois de 2004, le taux de couverture était estimé à 89 % pour Paris, 88 % pour la petite couronne et à 78 % pour la grande couronne.

18 Dans ce texte, nous avons choisi de cibler trois zones géographiques de la région Ile-de-France : Paris intra-muros, la première périphérie qui regroupe 28 communes les plus proches de Paris [1] [1] - Aubervilliers, Bagnolet, Boulogne-Billancourt, Charenton-le-Pont,...
suite, et les anciennes villes nouvelles situées en grande couronne (Cergy-Pontoise, Évry, Marne-la-Vallée, Sénart et Saint-Quentin-en-Yvelines) (cf. figure 1). Pour les deux premières zones, nous ne considérons que le logement collectif alors que nous prenons en compte pour les anciennes villes nouvelles également le logement individuel qui représente, en moyenne 44 % des transactions annuelles.

Les zones géographiques étudiées en Île-de-France

Les zones géographiques étudiées en Île-de-France

19 La base de données des notaires d’Île-de-France nous renseigne sur de nombreuses caractéristiques des logements qui ont été vendus chaque année. Le taux de non-réponse varie selon les variables et nous avons adopté, dans nos estimations hédoniques, la même démarche que l’INSEE dans la construction de l’indice INSEE-Notaires pour retraiter les non-réponses. Ainsi, pour certaines variables indispensables telles que le prix, la surface, le nombre de pièce ainsi que la nature de bien (maison ou appartement) et la surface du terrain ou le nombre de niveaux pour les maisons, une non-réponse entraîne le rejet de la transaction. Pour les autres variables une non-réponse donne lieu à une imputation.

3.2. Méthodologie

20 Notre recherche repose dans un premier temps sur l’estimation des capacités d’achats moyennes et maximales des ménages éligibles à un crédit immobilier, en prenant en compte un indice de prix adapté et spécifique aux ménages primo-accédants, afin de pouvoir estimer dans un dernier temps la solvabilité de ces ménages en Ile-de-France.

3.2.1. Estimation des capacités moyennes et maximales

21 À partir des données présentées ci-dessus, nous estimons la capacité d’achat des ménages primo-accédants en deux étapes : une étape de calcul microéconomique réalisé sur la base clients suivie d’une étape de repondération et d’agrégation de la base pour corriger les effets endogènes du marché de l’immobilier sur le profil des primo-accédants, à partir de l’Enquête Emploi de l’INSEE.

22 - Le calcul économique de capacité d’achat moyenne et maximale est réalisé pour chaque client de la base, en prenant en compte si le ménage est éligible ou non au NPTZ, en fonction de ses caractéristiques (revenus de référence, situation familiale, etc.) ainsi que de la zone géographique (zonage ROBIEN).

23 Nous en déduisons le montant maximal du PTZ qui peut être accordé à ce ménage (ce montant doit être inférieur à 50 % du montant du prêt principal et 20 % du montant total de l’opération) ainsi que la durée du Prêt à Taux Zéro et la fraction de l’avance avec différé (quand elle existe) dans le début du remboursement du PTZ de chaque ménage i de la base. Le taux d’effort net initial, c’est-à-dire le taux d’effort global sur la période 1 du PTZ, (ei) est fixé soit à son montant observé (calcul de la capacité moyenne), soit à son montant maximal généralement accepté par les établissements financiers, c’est-à-dire 35 % du revenu net avant impôts, pour le calcul de la capacité maximale.

24 Les durées (di) sont fixées soit à leur valeur individuelle observée (calcul de la capacité moyenne), soit à 25 ans pour le calcul de la capacité maximale (durée maximale autorisée pour un prêt à taux fixe jusqu’en 2005 – à partir de 2005, les prêts fixes à 30 ans sont autorisés mais restent rares).

25 L’apport personnel (ai) est particulièrement délicat à déterminer. En effet, l’apport personnel observé sur les ménages élus dans la base clients ne correspond probablement pas à l’apport potentiel de l’ensemble des ménages éligibles sur lesquels la base sera extrapolée dans la seconde étape. En effet, il est concevable que des ménages a priori éligibles (compte tenu de leurs revenus et de leur localisation) aient renoncé à accéder à la propriété en raison de leur trop faible dotation patrimoniale. Il existe donc un biais entre l’apport personnel des ménages élus et des ménages éligibles. Le fait de retenir l’apport personnel observé conduit probablement à une légère surévaluation de la capacité d’achat des primo-accédants.

26 Tous ces éléments nous permettent d’évaluer, pour une année donnée t, la capacité d’achat (ci) en euros de chacun des ménages de la base en fonction de l’évolution des taux fixes PAS (r) :

(1+r) − (1+r) di, t+1
ci, t =ai, t+mptzi, t+ei, t. (t−rt t) i=1,..., N

27 N est le nombre de clients de la base clients pour l’année considérée t (t =2000,..., 2005). Ce calcul est reproduit deux fois : une avec les taux d’efforts et les durées individuelles et une avec les taux d’effort et les durées maximaux.

28 Le montant ciest également minoré des frais de notaires (incluant les droits de mutation et l’ensemble des frais fixes – la part variable des émoluments du notaire, qui dépend du nombre d’actes particulièrement délicat à déterminer, est négligée).

29 - Afin de passer d’un ménage primo-accédant élu calculé à partir de la base clients et qui concerne des ménages qui ont effectivement accédé à la propriété, à celui d’un ménage primo-accédant éligible, qui pourrait accéder à la propriété au sens où il est éligible à un crédit immobilier et mesurer ainsi indirectement l’évolution de la capacité potentielle d’achat logement de ces ménages, nous re-pondérons et extrapolons ces premiers résultats à partir de l’Enquête Emploi. L’objectif de cette seconde étape est donc de corriger les effets indésirables dus au déplacement de la demande des primo-accédants vers des zones moins chères (ou vers des biens de moindre qualité) ou à l’écart de revenus entre primo-accédants élus et éligibles. Il est, en effet, nécessaire de corriger l’effet « d’éviction » progressive des ménages primo-accédants les plus jeunes ou issus de CSP moins favorisées.

30 L’Enquête Emploi, collectée trimestriellement par l’INSEE, fournit à la fois des données concernant les conditions de travail des ménages français et des données sur leurs conditions de logement. Après avoir reconstitué les ménages et supprimé tous les doublons (très nombreux compte-tenu des différents rangs d’interrogations de chaque individu), nous aboutissons à 30 000 données annuelles de ménages franciliens approximativement, à partir desquels nous reconstituons le profil des ménages primo-accédants éligibles, en appliquant à la population des 20-40 ans les critères d’éligibilité retenus par les établissements financiers, notamment des critères de revenus et de stabilité de l’emploi, et en ne retenant que les ménages locataires de leur appartement. Nous procédons ainsi à une extrapolation de la base client selon deux critères : la CSP et l’âge du chef de famille. Nous attribuons ainsi une pondération (oi) à chaque élément i de la base clients.

31 L’extrapolation est une méthode simple et bien connue pour corriger les biais consécutifs à la hausse des prix et à l’introduction du NPTZ. D’autres techniques plus complexes, telles que la méthode des variables instrumentales (HECKMAN, 1979) ou l’estimateur en doubles différences (FACK, 2005), permettent des estimations plus précises du biais d’estimation. Nous nous limitons dans cet article à la procédure d’extrapolation : l’utilisation de techniques plus sophistiquées sur ce point pourrait constituer un moyen de tester la robustesse de nos résultats.

32 Une fois cette extrapolation réalisée, nous disposons d’une capacité moyenne et d’une capacité maximale pour chaque client pondéré selon sa représentativité. Ces capacités doivent à présent être comparées au niveau des prix sur le marché de l’immobilier ancien.

3.2.2. Construction d’un indice de prix hédonique adapté aux ménages primo-accédants

33 Nous utilisons la méthode hédonique pour estimer l’évolution des prix dans le logement ancien francilien entre 2000 et 2005, afin de supprimer les effets de structure et de qualité dans le calcul du taux de croissance des prix.

34 Les indices de prix hédoniques INSEE-Notaires se présentent sous la forme suivante :

S T
log pi =log p0 + ∑ αsXs, i + ∑ βt, iDt, i + εi
s=1 t=1

35 où piest le prix au m² du bien i, p0 est le prix du bien de référence, X est la matrice à S colonnes des caractéristiques intrinsèques, D est la matrice des indicatrices temporelles et ε est le vecteur des résidus.

36 Dans l’équation hédonique utilisée par l’INSEE dans le cadre de l’indice INSEE-Notaires, la matrice des caractéristiques intrinsèques et la matrice des indicatrices temporelles sont complètement dissociées. De ce fait, l’évolution temporelle qui résulte de cette estimation est identique pour tous les biens quelles que soient leurs caractéristiques.

37 On peut penser, cependant, que les évolutions des prix sont susceptibles d’être différentes selon certaines caractéristiques des biens (cf. BEAUVOIS et al., 2004).

38 Notre objectif étant d’étudier l’évolution des inégalités en termes de solvabilité au sein de la population des primo-accédants éligibles franciliens, il est important de prendre en compte le fait que les prix des biens puissent évoluer différemment selon leur taille. En effet, la capacité d’achat des primo-accédants est plus faible que celle de l’ensemble des accédants. En conséquence, la répartition des biens vers lesquels sont susceptibles de se tourner les primo-accédants éligibles est différente de celle de l’ensemble des biens mis en vente, les biens de petite taille y représentent une part plus importante.

39 Afin de réaliser un indice de prix adapté et spécifique aux primo-accédants, nous incluons dans notre équation hédonique un croisement entre les effets temporels et la taille des biens. Cela autorise des coefficients temporels différents selon la taille des biens. La taille des biens est mesurée soit par tranche de surfaces (sur Paris et sur la première périphérie) soit par le nombre de pièces (sur les anciennes villes nouvelles) en fonction de la qualité des estimations.

40 Nous réalisons donc 4 estimations différentes : les appartements à Paris, les appartements en première périphérie, les appartements en villes nouvelles et les maisons en villes nouvelles.

Tableau 1 - Variables utilisées dans les estimations hédoniques

41 Les variables présentées dans le tableau 1 sont celles qui composent la matrice X des caractéristiques des biens. On dispose donc d’une matrice X différente pour chacune de nos 4 estimations, les variables incluses pouvant varier selon la localisation géographique et le type de bien (collectif ou individuel).

42 Notre équation hédonique comporte également une matrice D des indicatrices temporelles. La spécificité de notre étude est de croiser celle-ci avec chacune des S indicatrices Ysde taille des biens. Pour les estimations sur Paris et la première périphérie, nous utilisons S=10 indicatrices représentant les tranches de surfaces. Pour les estimations sur les anciennes villes nouvelles, nous utilisons S=5 indicatrices représentant le nombre de pièces.

43 Notre équation est donc la suivante :

C S T
log pi =log p0 + ∑ αcXc, i + ∑ (∑ βt, sYs, iDt, i) + εi
c=1 s=1 t=1

44 où piest le prix du bien i, X est la matrice à C colonnes des caractéristiques intrinsèques, D est la matrice à T colonnes des indicatrices temporelles, pià Y1 sont les indicatrices de taille des biens et ε est le vecteur des résidus.

45 Ces équations permettent d’estimer le prix pour chaque année de la période étudiée (2000 à 2005) pour un parc de référence. En l’occurrence, si l’on considère le parc des biens vendus en 2000, nous pouvons calculer un prix estimé pour chacun des biens le composant s’il avait été vendu en 2001, 2002,... ou en 2005. Ainsi nous pouvons nous affranchir des effets de prix liés uniquement à l’évolution de la structure du parc des biens effectivement vendus chaque année.

46 L’estimation de l’équation ci-dessus suppose l’indépendance des variables explicatives et du terme d’erreur. Plusieurs études, EPPLE (1987) et SHEPPARD (1999), ont montré que cette hypothèse était contredite dès lors que le prix d’un bien ne varie pas de façon linéaire avec la quantité. Dans ce cas, l’acheteur choisit simultanément la quantité des attributs (et spécialement la surface habitable) et le prix. L’estimation de l’équation ci-dessus souffre donc d’un biais de simultanéité qu’il faudrait corriger par la méthode des variables instrumentales. Il s’agit d’une limite à notre analyse économétrique.

3.2.3 Calcul de la solvabilité

47 En réutilisant les calculs effectués pour chaque élément i de la base client dont la capacité d’achat en euros à la date t est ci, t, nous pouvons estimer la surface habitable si, tà laquelle ce client peut accéder à la date t dans le parc de référence compte tenu de ses caractéristiques socio-économiques. si, tcorrespond donc à la capacité d’achat en m² du ménage i à la date t.

48 Ces capacités d’achat en m² sont ensuite agrégées suivant les pondérations de l’Enquête Emploi :

N
smut =∑ ONi . Si, t
i=1 g
∑ Oi
i=1

49 où sm, test la capacité d’achat en m² des ménages primo-accédants en Île-de-France. Ce calcul est effectué deux fois pour chaque zone considérée : une pour la surface moyenne et une pour la surface maximale.

50 Cette méthode comporte un défaut : la répartition des caractéristiques structurelles de la matrice X n’est pas uniforme dans le parc de référence. En effet, les biens de moins bonne qualité (sans salle de bains, sans ascenseur ou sans garage) sont surreprésentés parmi les biens les moins chers. Cela signifie que, avec cette méthode de calcul, la capacité d’achat en m² des ménages du premier quartile (Q1) sera évaluée sur des biens de moins bonne qualité que ceux du troisième quartile (Q3). En conséquence, le ratio entre la capacité d’achat de Q3 et celle de Q1 peut être sous-estimé avec cette méthode.

51 Les mêmes estimations ont donc été effectuées avec une méthodologie alternative et fournissent une approximation de la capacité d’achat en m² de chacun des ménages primo-accédants sur la base d’un bien dont les caractéristiques structurelles sont invariantes. Ces résultats ne sont pas reproduits ici, mais sont disponibles auprès des auteurs. Les résultats ne différent pas significativement de ceux obtenus par la première méthodologie. Ils souffrent d’un défaut important, car ils supposent que, face à une hausse des prix, les ménages primo-accédants réduiraient exclusivement leur consommation de surface habitable et non pas celle des autres caractéristiques physiques. Cette hypothèse semble largement irréaliste, car en période de hausse des prix, les ménages sont probablement plus enclins à réduire leur consommation de « confort » (ascenseur, garage, etc.) plutôt que de surface habitable.

- 4 - Présentation des résultats

52 La première sous-section présente les résultats de l’estimation hédonique où nous avons croisé les effets temporels et la taille des biens, ce qui permet de construire un indice de prix de l’immobilier ancien adapté aux primo-accédants éligibles.

53 Dans un deuxième temps, la capacité d’achat en euros des ménages primo-accédants est confrontée à l’évolution de ces prix, afin de mesurer la solvabilité de ces ménages.

4.1. La construction d’un indice de prix adapté aux primo-accédants éligibles

54 Pour évaluer l’évolution de la solvabilité des ménages primo-accédants éligibles franciliens dans le logement ancien, il faut confronter leur capacité d’achat en euros à l’évolution des prix de l’immobilier ancien. Cette démarche suppose d’estimer, et d’appliquer dans le calcul de la solvabilité des ménages, un indice de prix hédonique adapté à la population des primo-accédants éligibles pour chacune des zones géographiques étudiée. La procédure de l’estimation hédonique a été détaillée dans la méthodologie [2] [2] - Les résultats des régressions sont disponibles sur...
suite.

55 Les résultats de nos régressions apportent des éléments d’information concernant l’influence, sur le prix de transaction, des différentes caractéristiques structurelles du bien. Mais l’intérêt principal de cette modélisation est le croisement des indicatrices temporelles avec la taille du bien (mesurée par tranches de surface sur Paris et la première périphérie, et par le nombre de pièces dans les anciennes villes nouvelles). Cela permet de mesurer une évolution temporelle qui peut être différente pour des biens de différentes tailles.

56 Les résultats montrent que les biens de petite taille ont vu leurs prix augmenter plus rapidement sur la période 2000 à 2005 que les biens de grande taille. Ceci a une influence particulière sur la capacité d’achat des ménages primo-accédants dans la mesure où ils se tournent plus fréquemment vers des biens de petite taille que le reste des accédants.

57 Sur Paris et la première périphérie, les évolutions les plus fortes entre 2000 et 2005 concernent les prix des appartements de 20 à 30 m² et ceux de moins de 20 m² (respectivement +95,9 % et +95,1 % sur Paris, et respectivement +95,6 % et +94,3 % sur la première périphérie). À l’opposé, les évolutions les moins fortes concernent les biens les plus grands. Ainsi les prix des appartements de 90 à 100 m² ont augmenté de 60,4 % sur Paris et de 61,3 % sur la première périphérie, et ceux des appartements de 100 m² et plus ont augmenté de 53,9 % sur Paris et de 61,5 % sur la première périphérie.

Évolution des prix selon la taille des biens (base 100 en 2000)

Évolution des prix selon la taille des biens (base 100 en 2000)

58 Dans les anciennes villes nouvelles, concernant le prix des maisons, on observe le même phénomène que pour les appartements de Paris et de sa première périphérie. Les prix des biens de petite taille ont évolué plus rapidement. Les prix des maisons de moins de 4 pièces ont augmenté de 74,5 % tandis que ceux des maisons de 7 pièces et plus n’ont augmenté que de 53 %. Concernant les appartements en revanche, le phénomène est moins marqué. Ainsi l’évolution la plus forte concerne les prix des 2 pièces (+80,2% entre 2000 et 2005) et l’évolution la moins forte concerne les prix des 5 pièces et plus qui ont augmenté de 69,1 %, ce qui est malgré tout proche de l’évolution des prix des studios (+70,4%).

59 L’estimation hédonique où les variables indicatrices temporelles sont croisées avec des variables relatives à la taille du logement, permet d’incorporer l’écart des taux de croissance annuels des prix des studios et de ceux des cinq pièces. En prenant l’année 2000 en référence, nos estimations permettent de déterminer l’évolution de la valeur de ce parc de référence sur la période 2000 – 2005. Nous obtenons un premier indice global, très proche de l’indice hédonique INSEE – Notaires, la différence provenant essentiellement du croisement des indicatrices temporelles et de surface qui n’est pas présente dans l’indice INSEE – Notaires.

60 Dans un second temps, à partir de la capacité d’achat moyenne issue de la base extrapolée, nous estimons un nouveau parc de référence toujours en 2000, en attribuant à chaque bien du parc de référence une pondération mesurant la probabilité qu’il corresponde à la demande « hypothétique » d’un primo-accédant éligible. En conséquence, le poids des studios et des deux pièces est largement renforcé par rapport au parc de référence non repondéré, puisque les primo-accédants éligibles ont des capacités plus faibles que les accédants réels.

61 Nous évaluons, ensuite, un indice de prix à partir de ce parc de référence 2000 repondéré selon la capacité d’achat des ménages primo-accédants éligibles. Comme attendu, et ce en vertu du croisement des indicatrices temporelles et de surface, le nouvel indice augmente sur un rythme supérieur à l’indice global. Comme le montre la figure 3, sur Paris intra-muros, en 5 ans, la hausse des prix sur les biens correspondante à la demande des primo-accédants éligibles est de près de 77 % contre moins de 70 % pour l’indice global.

Indices de prix pour le logement collectif ancien (Parisintra-muros)

Indices de prix pour le logement collectif ancien (Parisintra-muros)

62 Il ne s’agit là que d’un calcul partiel puisque nous nous basons sur un parc de référence « fixe » en 2000 alors que la demande des primo-accédants est amenée à évoluer chaque année, mais cette méthode permet tout de même de constater que notre procédure d’estimation hédonique évite de sous-estimer la perte de solvabilité des ménages primo-accédants.

4.2. La solvabilité des primo-accédants, évolution et répartition

63 La figure 4 ci-dessous donne une estimation de l’évolution de la distribution des revenus nets avant impôts des ménages primo-accédants franciliens théoriquement éligibles à un crédit immobilier. Cette figure apporte deux enseignements intéressants :

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• La distribution des revenus nets parmi les primo-accédants est extrêmement stable sur la période 2000 – 2004.
• L’année 2005 correspond à un fort déplacement de la courbe de LORENZ vers la diagonale, ce qui indique une réduction des inégalités de revenus. Ce fait est largement imputable à l’introduction du Nouveau Prêt à Taux Zéro en février 2005 : de nombreux ménages, parmi les moins aisés, sont devenus solvables grâce à l’extension de ce dispositif à l’immobilier ancien sans travaux.

Évolution de la répartition du revenu des primo-accédants franciliens entre 2000 et 2005

Évolution de la répartition du revenu des primo-accédants franciliens entre 2000 et 2005

65 On constate que la transformation de la distribution des revenus a une forte incidence sur la capacité d’achat (moyenne et maximale) en euros des ménages primo-accédants franciliens. Cependant, l’effet de l’introduction du Nouveau Prêt à Taux Zéro en 2005 est encore plus accentué dans ce cas, car il joue directement sur la capacité d’achat des primo-accédants qui peuvent ainsi financer près de 20 % du montant total de l’opération sans intérêt. De plus, et ce point est sans doute plus important encore que le premier, les primo-accédants les plus défavorisés peuvent bénéficier d’un différé (au moins partiel) dans le remboursement de leur PTZ. Ainsi, leur taux d’effort initial (c’est-à-dire correspondant au premier mois de remboursement) peut être principalement dévolu au prêt principal.

66 La capacité d’achat moyenne du ménage médian est passée de près de 110 000 euros en 2000 à plus de 138 000 en 2005 ce qui correspond à un taux de croissance annuel de 4,9 %, nettement supérieur au taux de croissance annuel des revenus nets sur la même période. En effet, les ménages ont également bénéficié d’une baisse ininterrompue des taux de crédits immobiliers (notamment des taux PAS que nous utilisons) de 2000 à 2005. Parallèlement, les durées des crédits immobiliers ont augmenté, même si ce phénomène est moins marqué pour l’Île-de-France, où les durées étaient déjà très élevées en 2000, que pour le reste des régions françaises.

67 Ainsi, le taux de croissance annuel moyen de la capacité d’achat moyenne par quartile évolue-t-il de +4,1 % pour le quartile supérieur à +7 % pour le quartile inférieur. Cette forte disparité dans l’évolution de la capacité d’achat des quartiles extrêmes est un effet de l’introduction du NPTZ. En effet, les ménages constituant le quartile inférieur sont, dans leur grande majorité, les ménages dont les revenus sont les plus faibles et donc ceux dont la probabilité d’être éligibles au NPTZ est la plus forte. Au contraire, les ménages du quartile supérieur sont pour l’essentiel inéligibles au NPTZ. Ceci explique que le taux de croissance annuel de la capacité d’achat moyenne varie pratiquement du simple au double entre les quartiles extrêmes.

68 La capacité maximale d’achat par quartile, en revanche, a augmenté sur un rythme plus faible que la capacité moyenne d’achat quel que soit le quartile considéré. Ainsi la capacité maximale d’achat du quartile inférieur n’a-t-elle augmenté annuellement « que » de 4,8 % sur la période 2000-2005 contre +7 % pour la capacité moyenne. Cette plus faible croissance est essentiellement due au fait que la hausse des durées moyennes d’emprunt est, par définition, sans incidence sur l’évolution de la capacité maximale d’achat en euros des primo-accédants.

69 La confrontation de cette capacité d’achat en euros à l’évolution des prix au m² de l’immobilier ancien, estimée par la modélisation hédonique, permet de déterminer la solvabilité des ménages primo-accédants franciliens sur les zones géographiques étudiées, et d’évaluer si la perte de solvabilité est uniforme dans la population des primo-accédants.

4.2.1. Paris Intra-muros (appartements anciens)

70 D’après le tableau 2, sur la période 2000 – 2004, la perte de capacité d’achat en m² du ménage médian est très forte (-6,3 % pour tomber à seulement 32 m²). Cette baisse aurait été moins forte avec un autre indice de prix que celui présenté précédemment. Dans un même temps, la capacité moyenne d’achat en m² du quartile inférieur a diminué encore plus fortement (-7,3 %).

71 Les célibataires constituent l’essentiel des ménages du quartile inférieur : leur demande correspond principalement à des studios ou à de petits deux pièces (moins de 30 m²). Compte-tenu de la hausse exceptionnelle du prix de ces biens, les ménages du quartile inférieur connaissent une perte de solvabilité supérieure encore au reste des primo-accédants de la base extrapolée.

72 La perte de solvabilité sur Paris a commencé dès 2001, ce qui n’est pas le cas de tous les marchés étudiés, avec une baisse par rapport à 2000 de 4,7 % pour le ménage médian et de 6 % pour le ménage correspondant au quartile inférieur. L’impact de l’introduction du Nouveau Prêt à Taux Zéro reste très net sur le marché parisien. En 2005, les ménages du quartile inférieur ont connu une resolvabilisation (+1,7% par rapport à 2004) due à la quotité importante du PTZ et à la présence d’un différé de remboursement du PTZ, tandis que la capacité d’achat du ménage correspondant au quartile supérieur a continué de baisser sur un rythme soutenu (-8,4 %).

Tableau 2 - Capacités en m ² par quartile, pour le logement collectif ancien à Paris et en première périphérie

73 Le même phénomène est observable concernant l’évolution de la capacité d’achat maximale. L’introduction du NPTZ a permis de réduire les inégalités sur l’ensemble de la période 2000-2005. Néanmoins, dans ce cas, nous n’observons pas de hausse de la capacité d’achat entre 2004 et 2005, y compris pour le quartile inférieur. Ceci montre bien que la hausse des durées sur l’année 2005 a largement contribué à la resolvabilisation des ménages et que l’introduction du NPTZ n’a pas suffi à elle seule.

4.2.2. Première périphérie (appartements anciens)

74 Sur la première périphérie parisienne, seul le marché du collectif est étudié compte tenu de la petite taille du marché du logement individuel sur cette zone. Le tableau 2 donne les estimations de l’évolution par quartile de la surface moyenne qu’un primo-accédant francilien peut acheter sur la première périphérie parisienne. Les résultats diffèrent sensiblement de ceux obtenus sur Paris intra-muros.

75 En effet, la perte de capacité d’achat en m² est plus faible en première périphérie que sur Paris intra-muros. Le ménage médian a perdu 5,6 % de capacité d’achat en première périphérie contre 6,3 % sur Paris intra-muros. Ce résultat est essentiellement dû au poids important des communes de Hauts-de-Seine où les prix n’augmentent que faiblement et qui compense les hausses de prix très sensibles sur les communes de Seine-Saint-Denis.

76 Parallèlement, sur la période 2000-2004, nous n’observons pas de disparité flagrante entre les pertes de solvabilité des quartiles extrêmes. Ceci vient du fait que les disparités de taux de croissance annuels entre les biens de petite taille et les biens de grande taille sont plus marquées sur Paris que sur la proche Banlieue. En conséquence, l’impact de l’introduction du NPTZ est beaucoup plus net en première périphérie que sur Paris même, ce qui contribue à y réduire les disparités de perte de solvabilité.

4.2.3. Anciennes villes nouvelles (maisons anciennes)

77 Sur les anciennes villes nouvelles, la procédure économétrique retenue pour les maisons n’est pas exactement similaire à celle des appartements (cf. section méthodologique).

78 La perte de capacité d’achat du ménage médian est beaucoup plus forte pour les anciennes villes nouvelles (-6,7 %) que sur Paris intra-muros ou sa première périphérie. En effet, la capacité d’achat du ménage primo-accédant éligible se porte sur une maison de 55 m², ce qui correspond à une petite maison de ville, précisément celles qui ont connu les plus fortes hausses de prix. Les clients de la base extrapolée sont donc complètement insolvables sur le marché des maisons individuelles, puisque même le quartile supérieur n’a accès qu’à un peu plus de 75 m² en 2005 ce qui reste très inférieur à la surface moyenne sur le marché des maisons anciennes dans les villes nouvelles.

Tableau 3 - Capacités moyennes en m ² par quartile, pour le logement ancien en villes nouvelles

79 De plus, l’écart entre la perte de solvabilité du quartile inférieur (-8,5 %) et celle du quartile supérieur (-4,3 %) sur la période 2000-2004 (i.e. avant l’introduction du NPTZ) est énorme en comparaison des marchés précédemment étudiés. Ceci est la conséquence de la forte hausse des prix sur le marché des petites maisons de villes qui correspond directement à la capacité moyenne d’achat des primo-accédants du premier quartile. En conséquence, les effets de l’introduction du NPTZ en 2005 sont beaucoup plus faibles que sur les autres zones géographiques :

80

• Le premier quartile a connu une perte de solvabilité de 7,2 % en rythme annuel sur la période 2000-2005, supérieur à celle du dernier quartile (-5,6 %).
• Même sur la période 2004-2005, les ménages primo-accédants du premier quartile n’ont pas connu de resolvabilisation (-2,1 %) à l’opposé du marché parisien ou de sa première périphérie. Ceci est dû aux très fortes hausses de prix en Grande Couronne sur l’année 2005 en comparaison du marché parisien et de sa proche banlieue.

4.2.4. Anciennes villes nouvelles (appartements anciens)

81 Le constat est totalement différent sur le marché du logement collectif en villes nouvelles. L’arrivée du NPTZ en 2005 a permis une resolvabilisation du premier quartile et a corrigé les écarts de perte de solvabilité sur la période 2000-2005. Ceci indique, comme le montre la figure 3, que les prix des différents types d’appartements ont évolué de façon nettement plus homogène que sur le marché des maisons anciennes.

- 4 - Discussion et conclusion

82 L’objectif de cet article est d’étudier les disparités de solvabilité des ménages primo-accédants éligibles sur le marché de l’immobilier ancien en Île-de-France. Plusieurs résultats ont pu être mis en évidence. Le rythme annuel de la perte de solvabilité des ménages primo-accédants est très élevé sur la période 2000-2005, variant entre -5 % et -7 % selon la zone considérée. Il est particulièrement élevé pour Paris intra-muros.

83 Par ailleurs, cette perte de solvabilité est inégalement répartie selon le quartile considéré. Sur la période 2000-2004, les pertes de solvabilité sont plus élevées pour le premier quartile dont la demande se porte par définition sur des biens de petite taille qui sont précisément ceux ayant connu les plus fortes hausses de prix sur cette période.

84 Cette disparité dans les taux d’évolution de la solvabilité est particulièrement flagrante sur le logement collectif dans Paris intra-muros et sur les maisons anciennes dans les villes nouvelles. En particulier, les pertes de solvabilité sont moins fortes pour la première périphérie que pour Paris intra-muros. Cet élément est corroboré par les effets de report de demande observés sur données notariales ou sur données d’un établissement financier spécialisé dans l’attribution du Nouveau Prêt à Taux Zéro. Ainsi sur données notariales, la part des transactions parisiennes sur l’ensemble Paris intra-muros + première périphérie pour le logement collectif est passée de 72 % en volume en 2000 à 66 % en 2005. Ce fort report de la demande hors de Paris intra-muros est confirmé par les données d’un établissement financier qui montre que la part de Paris-intra muros sur l’ensemble Paris et première périphérie s’est réduite de 25 % sur la période 2000-2005. Ces ménages modestes ont pu ainsi éviter une perte de surface habitable trop importante, mais ce phénomène contribue à un surenchérissement de la hausse des prix en première périphérie par rapport à Paris. Un phénomène similaire est observable en comparant le logement collectif et le logement individuel. La part du logement individuel a fortement chuté pour les villes nouvelles (de 50 % en 2000 à seulement 41 % en 2005) sur les données notariales pour l’ensemble des accédants. Ce constat est encore plus net pour les primo-accédants de la base de données d’un grand établissement financier où la part du logement individuel est passée de 25 % à moins de 17 % sur la même période.

85 Toutefois, l’introduction du nouveau Prêt à Taux Zéro au début de l’année 2005 (qui a été étendu au marché de l’ancien sans travaux) semble avoir permis de corriger ces disparités. L’impact de cette nouvelle mesure est d’autant plus fort sur les marchés où l’accroissement des inégalités était resté modéré : les appartements anciens en première périphérie ou dans les anciennes villes nouvelles. Nous ne disposons cependant pas encore de suffisamment de recul pour évaluer complètement l’impact du nouveau Prêt à Taux Zéro.

86 Par cette recherche, nous proposons également un indice de prix hédonique adapté à la demande des primo-accédants, afin de tenir compte des différences concernant l’évolution des prix immobiliers par taille de logement. Enfin, nous proposons de raisonner en termes de capacité moyenne d’achat et de capacité maximale d’achat, en intégrant à la fois les taux d’effort moyens et les durées de remboursement moyennes des ménages primo-accédants ainsi que leurs bornes supérieures imposées par les établissements de crédit.

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Notes

[ *] Première version février 2007, version révisée mai 2007.

[ **] Auteur correspondant.

[ 1] - Aubervilliers, Bagnolet, Boulogne-Billancourt, Charenton-le-Pont, Clichy, Courbevoie, Gentilly, Issy-les-Moulineaux, Ivry-sur-Seine, Le-Kremlin-Bicêtre, Le-Pré-Saint-Gervais, Levallois-Perret, Malakoff, Montreuil, Montrouge, Nanterre, Neuilly-sur-Seine, Pantin, Puteaux, Saint-Cloud, Saint-Denis, Saint-Mandé, Saint-Ouen, Sèvres, Suresnes, Vanves, Vincennes.

[ 2] - Les résultats des régressions sont disponibles sur simple demande auprès des auteurs.

Résumé

L’objet de cet article est d’analyser l’évolution de la capacité d’achat dans le logement ancien des ménages primo-accédants franciliens depuis 2000 et d’étudier s’il existe ou non des disparités de perte de solvabilité parmi les ménages primo-accédants. L’article propose un indice de prix hédonique adapté à la demande des primo-accédants qui permet de prendre en compte les types de logements spécifiques, notamment de faible surface, qui concentrent l’essentiel de la demande de ces ménages.

Mots-clés

PLAN DE L'ARTICLE

• - 1 - Introduction
• - 2 - Revue de la littérature
• - 3 - Description des données et présentation de la méthodologie
  • 3.1. Présentation des données
  • 3.2. Méthodologie
• - 4 - Présentation des résultats
  • 4.1. La construction d’un indice de prix adapté aux primo-accédants éligibles
  • 4.2. La solvabilité des primo-accédants, évolution et répartition
• - 4 - Discussion et conclusion

Ingrid Nappi-Choulet et al. « Une mesure de la distribution de la solvabilité logement des ménages primo-accédants franciliens », Revue d’Économie Régionale & Urbaine 4/2008 (novembre), p. 543-563.
URL : www.cairn.info/revue-d-economie-regionale-et-urbaine-2008-4-page-543.htm.
DOI : 10.3917/reru.084.0543.