Vous consultezEffets de la délégation sur le prix de l'eau potable en France

AuteursAlain Carpentier[(*] [(*] Inra-SAE2 et Ensai, Rennes. ...
suitedu même auteur

Modélisation et méthode d'estimation

15 L a comparaison des prix pratiqués par les délégataires privés et les régies est délicate pour deux raisons. D'abord, les prix qui auraient prévalu dans les communes actuellement en délégation privée si ces communes avaient été en gestion publique ne peuvent être mesurés, et vice-versa.

16 Ensuite, certaines variables importantes (en particulier des données financières concernant les investissements) n'ont pas été mesurées ou n'ont pas été renseignées dans l'enquête dont les données sont issues. Notons enfin que nous n'avons aucune information sur la qualité de l'eau distribuée, la qualité de la ressource utilisée et les aspects liés à la sécurité de l'approvisionnement. Par conséquent, il se pourrait que les prix analysés portent sur des services rendus qui ne sont pas exactement identiques (lisibilité de la facture, rapidité d'intervention sur le réseau en cas de fuite, etc.).

Le modèle

17 Afin de mesurer l'impact de la délégation des services de l'eau sur le prix de la production et de la distribution de l'eau, nous utilisons un modèle de changement de régime dérivé des travaux de Heckman (1976) qui fonde l'approche dite par les variables latentes[6] [6] Ce modèle est parfois également appelé modèle de Roy...
suite. Les principales spécificités de ce modèle et les principaux résultats qui lui sont associés ont été récemment exposés et résumés par Heckman et alii (2001a, 2001b). Nous en rappelons maintenant les principales caractéristiques ainsi que les hypothèses sous-jacentes.

18 Nous ne considérons ici que la tarification du service de l'eau potable ( et non du service d'assainissement), qui peut être gérée selon deux modes : en régie (0) ou en délégation (1). Pour une commune i le prix de l'eau potable est noté y. Si une i commune i gère ses services d'eau potable en régie ( )d=0, elle tarife cette eau au prix y, alors que si ii0 elle a décidé de déléguer ces services ( )d=1, elle i tarife l'eau au prix y. Dans ce contexte, on souhaite i1 mesurer la différence entre la tarification des services de l'eau en gestion déléguée et en gestion publique :

Pour une commune i donnée, on observe soit y, soit i1y, selon que la commune est en gestion déléguée ou i0 publique. Ce problème d'observabilité ou de données manquantes rend impossible la mesure directe de∆. À défaut, on essaie d'identifier certains i éléments de la distribution de ∆ pour la population i d'intérêt (voir Imbens et Angrist, 1994, ou Wooldridge, 2002, pour le problème de la mesure d'un effet seulement partiellement observé).

19 Le modèle que l'on considère est tout d'abord composé d'une équation de changement de régime décrivant le problème de l'observation des prix :

Un modèle explicatif du prix de l'eau est ensuite spécifié sous la forme de deux équations de prix :

L es variables explicatives observées sont regroupées dans le vecteur x. L a forme i fonctionnelle (3) implique que les effets moyens des variables explicatives observées sur le prix y sont ki représentés par m (.)et que les effets spécifiques des k variables explicatives non observées sont regroupés dans u. Ici le terme x représente la moyenne ki empirique de xi calculée sur l'ensemble de l'échantillon.

20 Une équation décrivant le choix de gestion effectué par les municipalités vient compléter les trois précédentes équations. Soit la variable latente di supposée continue et décrire de manière condensée le bénéfice de la délégation pour la commune i :

Puisque les prix y et leur comparaison font partie ki des déterminants des choix de mode de gestion des communes, les variables explicatives des prix x i doivent nécessairement être considérées comme des variables explicatives des choix de délégation. Les variables q sont des variables explicatives des choix i de délégation qui ne sont pas explicatives dans les équations de prix.

21 Nous utilisons la présentation de Wooldridge (2002)

22 qui combine les équations de prix et l'équation de changement de régime :

et nous faisons une hypothèse de normalité tri-variée[7] [7] D'autres distributions sont possibles. Des distributions...
suite sur les termes d'erreur du modèle :

L'hypothèse de distribution jointe des termes d'erreur des modèles de prix (u et u ) et du modèle 01 de choix de gestion (e) revient à prendre en compte la possible corrélation entre les déterminants inobservés du choix de gestion et des équations de prix.

23 Notons que l'équation (5) possède une forme similaire à celle utilisée pour tester une rupture structurelle (dans les paramètres), comme dans la procédure de test de Chow. Ce dernier, même s'il a connu de nombreuses améliorations (voir Davidson et McKinnon, 1993), reste typiquement adapté à un problème de mauvaise spécification d'un modèle statistique dans lequel aucun processus sous-jacent n'explique cette rupture. Acontrario, notre approche met en avant le phénomène d'origine économique conduisant à des équations différentes en fonction du mode de gestion choisi (via l'équation de sélection).

24 Cette différence entre les deux approches peut mieux se percevoir en comparant les hypothèses portant sur l'indicatrice du mode de gestion : variable endogène dans notre cas, exogène dans le cas de l'équation utilisée pour le test de Chow.

La méthode d'estimation

25 La méthode d'estimation proposée comporte deux étapes. La première étape concerne le modèle de choix de gestion (6). On suppose ici que le choix des communes peut être décrit selon un modèle Probit standard dont les paramètres peuvent être estimés par l'approche du Maximum de Vraisemblance.

26 Sous les hypothèses du modèle de choix de gestion, cet estimateur est asymptotiquement efficace et convergent.

27 La deuxième étape, qui consiste à calculer les estimateurs des paramètres de l'équation de prix, utilise les résultats de l'étape précédente et de simples techniques de régression. On peut montrer que l'équation de prix (5) est équivalente au modèle de régression suivant :

Les termes

connus sous le nom de ratios de Mill, sont calculés à partir de l'estimation de b réalisée en première étape, où ϕ et ϕ dénotent respectivement la densité et la fonction de répartition de la loi normale centrée réduite. Ces termes permettent de contrôler un éventuel biais de sélection dû à la corrélation entre les déterminants inobservés de l'équation de prix (u0 et u1 ) et du modèle de choix de gestion (e).

28 Le terme d'erreur ε est hétéroscédastique, son i hétéroscédasticité étant de forme compliquée à calculer. L'estimateur retenu est l'estimateur des Moindres carrés ordinaires (MCO) de β dans le modèle linéaire ( 8). L a matrice de variance-covariance asymptotique doit tenir compte de l'hétéroscédasticité de ε et du fait que b a été i remplacé par un estimateur paramétrique dans le modèle (8), ce qui complique singulièrement son estimation (voir annexe).

Les paramètres d'intérêt du modèle

29 À l'aide du modèle précédent, il est aisé de calculer un certain nombre de paramètres d'intérêt permettant d'appréhender l'impact de la délégation sur le prix de l'eau. Deux des principaux effets d'intérêt présentés dans la littérature sont :

L'interprétation des effets ATE (Average Treatment Effect) et ATE1 (Average Treatment Effect on the Treated) est relativement simple. ATE mesure la différence moyenne des prix en gestion déléguée et publique, c'est-à-dire la différence entre le prix moyen observé si toutes les communes étaient en gestion déléguée et celui observé si toutes les communes étaient en gestion publique. ATE1 mesure, pour les communes qui ont choisi la délégation, la différence entre le prix moyen observé pour ces communes et le prix moyen qu'elles auraient eu si elles avaient choisi la gestion en régie.

30 Compte tenu du modèle économétrique présenté ci-dessus, on a :

Des estimateurs convergents de ces effets peuvent être estimés simplement en calculant la contrepartie empirique de ces expressions et en remplaçant les paramètres inconnus par leurs estimateurs.

31 D'autres effets apparaissent intéressants et particulièrement simples à examiner. Les biais de sélection sont présents si les ρ σ sont k k significativement différents de 0. En particulier, on a : ρ σ0 ≡Cov e u[ ; ]. Si ce paramètre est 0 0i i significativement positif, cela signifie que les communes ont tendance à choisir une gestion déléguée des services de production et de distribution de l'eau lorsque les conditions inobservées tendent à accroître le prix de l'eau, i.e. lorsque les conditions non observées sont plutôt délicates. De même, les communes s'« auto-sélectionnent » de manière rationnelle sur les conditions inobservées si ρ σ ρ σ− apparaît 1 1 0 0 significativement négatif. E n effet, on a ρ σ ρ σ 0 − ≡ −Cov e u u i [ ; ]. Donc, lorsque l'on 1 1 0 1 0i i considère les conditions inobservées, les communes tendent à choisir la solution qui permet d'obtenir les prix les plus faibles si ce terme est négatif.

Décomposition de l'écart de prix moyen entre communes en gestion privée et publique

32 En utilisant les résultats d'estimation, il est possible de décomposer l'écart entre le prix moyen des communes en gestion privée et celui des communes en gestion publique :

Dans cette expression, il est facile de reconnaître les effets suivants :

• l'effet moyen de la délégation (ATE) : ( )m m 1 0 −;
• l'effet d'auto-sélection sur les variables observées : ( )' [ / ]a a E x x d i i1 0 1− −=;
• l'effet d'auto-sélection sur les variables non observées : ( ) [ ( ' ) / ]ρ σ ρ σ λ 11 0 0 1 1−=E b z d i i;
• le biais de sélection sur les variables observées :
  E x x d E x x d i i i i0 1 0 '[ [ / ] [ / ]]−=− −=;
• lebiais de sélection sur les variables inobservées :
• σ λ λ 00 0 1 0[ [ ( ' / ] [ ( ' ) / ]E b z d E b z d i i i i i=+=.

33 L'effet d'auto-sélection [resp. le biais de sélection] est aussi communément appelé « effet de sélection surles prix [resp. sur lesconditionsd'exploitation]».

Données et résultats

La base de données Agences de l'eau-Ifen-Scees

34 Nous utilisons ici les données de l'enquête Agences de l'Eau-Ifen-Scees « Prix de l'eau dans les collectivités territoriales » (1998), réalisée sur un échantillon de communes françaises. L'unité d'observation considérée est la commune. Ces données ont été complétées par des données concernant le classement des communes en zone vulnérable ou sensible (Ifen), par des données de la base BDCOM (Insee) et des données sur les comptes des communes ( Direction Générale de la Comptabilité Publique). L'échantillon initial de l'enquête Agences de l'eau-Ifen-Scees a ceci de particulier qu'il est exhaustif pour les communes de plus de 10 000 habitants, les communes plus petites ayant quant à elles été échantillonnées par strate selon la taille et le département. Les communes d'Outre-Mer ont été exclues ainsi que les communes n'ayant pas renseigné les variables que nous avons décidé d'utiliser[8] [8] Nous avons également exclu de notre analyse les variables...
suite.

35 Notre étude porte uniquement sur les services de production et de distribution de l'eau (i.e. elle n'inclut pas les services de collecte et traitement des eaux usées)[9] [9] Le service de l'eau et le service de l'assainissement sont...
suite. Afin de simplifier l'analyse, nous n'avons gardé dans l'échantillon utilisé que les communes ayant le même mode de gestion pour les activités de production et de distribution de l'eau.

36 Notre échantillon est finalement composé de 3 782 communes, dont 2 240 en gestion déléguée (59,2%) et 1 542 en gestion publique (40,2%).

37 Bien entendu, le prix de l'eau que nous considérons ne concerne que la partie du prix de l'eau payée par les abonnés domestiques correspondant à ces services. Le prixconsidéré dans la suite del'étudeest le prix (taxes et redevances comprises[10] [10] Dans le cas de la production et de la distribution de l'eau...
suite ) du mètre cube payé par les usagers domestiques pour le service de l'eau et correspondant à une consommation (typique) de 120 mètres cubes.

38 Une comparaison directe des moyennes des prix pratiqués par les délégataires privés et ceux pratiqués par les régies tendrait à montrer que la gestion privée est préjudiciable en termes de coût pour les usagers (tableau 1). En effet, pour l'échantillon utilisé, le prix moyen[11] [11] Calculé sans pondération tenant compte de la taille des...
suite des délégataires privés est 33% plus élevé que celui des régies. Cette différence se retrouve même si on considère l'effet du mode d'organisation (appartenance ou non de la commune à un groupement intercommunal). À mode d'organisation intercommunale identique, les communes en gestion déléguée ont des prix moyens 30% plus élevés que ceux des communes en gestion publique. Cet écart entre prix moyens est cependant légèrement atténué pour les communes de grande taille.

39 Le tableau 2 présente les variables, autres que le prix, utilisées dans le cadre de cette étude. Ces variables montrent principalement que, par rapport aux communes en gestion publique, les communes en gestion déléguée possèdent des réseaux plus étendus, sont plus grandes, sont plus souvent en groupement, achètent plus d'eau pour la distribuer, pâtissent d'une qualité d'eau brute plus faible et mettent en œuvre des traitements plus poussés de l'eau potable. Les communes en gestion déléguée semblent donc dans des situations plus « délicates » que les communes en gestion publique, ce qui explique vraisemblablement en partie pourquoi le prix de l'eau payé par les usagers domestiques est environ 33% plus élevé pour les communes en gestion déléguée que pour celles en gestion publique.

40 En ce qui concerne la mise en œuvre du modèle économétrique, les déterminants du prix seront choisis parmi les variables directement liées au coût du service et décrivant la nature et la structure du réseau, le type de traitement effectué, les programmes de renouvellement ou d'extension du réseau ou le volume d'eau distribué. D'autres variables, telles que le mode d'organisation du service (groupement ou non) ou la taille de la commune considérée, peuvent expliquer le prix de l'eau sans être directement liées au coût du service.

Tableau 1  - prix moyens 1998 (FF) par m3 des services de production et de distribution de l'eau

Tableau 2  - moyennes des variables utilisées dans l'échantillon

41 Ces variables peuvent donner une idée du pouvoir de négociation ou des capacités de la commune (ou du groupement) de « contrôler » le service fourni par un délégataire. Dans le modèle de choix de gestion, nous introduisons des variables (qi ) qui sont les facteurs explicatifs des choix de délégation que l'on ne retrouve pas dans les équations de prix. Ont été incluses (en dehors de la constante[12] [12] Certaines de ces variables étaient exclues a priori des...
suite ) des variables décrivant la qualité de l'eau brute, des indicateurs des finances communales et des variables de localisation géographique.

42 Les contrats de gestion de l'eau étant généralement des contrats de long, voire très long terme, il est évident que de nombreux contrats de gestion déléguée ont été signés bien avant 1998, année de recueil des données. De la même manière, les communes ou groupements communaux ne se posent pas la question de l'abandon d'une gestion en régie pour une gestion déléguée ou vice-versa chaque année. Aussi, nous sommes contraints d'utiliser, pour expliquer lechoixdumode degestion de la part des communes, des données qui se rapportent à une période souvent bien postérieure à celle de ce choix. Pour certaines, nous supposons que ces variables décrivent des phénomènes suffisamment persistants dans le temps pour fournir de bonnes proxies des variables pertinentes au moment du choix de gestion. Cette approximation est probablement correcte pour des variables telles que la taille de la commune ou la taille du réseau puisque ces caractéristiques évoluent relativement lentement. En revanche, la qualité de l'eau brute ou le type de traitement de potabilisation utilisé ont par exemple pu évoluer assez rapidement au cours du temps ; c'est notamment le cas pour la qualité de l'eau brute qui s'est dégradée en Bretagne au cours des deux dernières décennies. Ces données sont déterminantes dans les choix relatifs aux services de production et de distribution de l'eau et leur évolution a pu être à l'origine de choix de délégation relativement récents (que ces choix aient conduit à un changement de mode de gestion ou, au contraire, aient conforté dans la durée un choix antérieur). On peut néanmoins penser que la qualité des eaux brutes et le type de traitement de potabilisation sont déterminés pour une grande part par des caractéristiques propres à la commune telles que le type d'activités polluantes (agricole, industrielle) et le type de sol (qui détermine sa vulnérabilité aux pollutions), ces deux variables étant par nature assez constantes dans le temps.

43 E nfin, une des hypothèses sous-jacentes à l'approche détaillée dans la première partie est que l'échantillon utilisé est issu d'un tirage aléatoire. Ici, l'échantillon des communes n'est pas issu d'un tirage totalement aléatoire mais d'un échantillonnage par strates. L'échantillon de l'enquête Agences de l'Eau-Ifen-Scees est exhaustif pour les communes de plus de 10 000 habitants, les communes plus petites ayant ensuite été échantillonnées par strates selon la taille et le département. Pour contourner ce problème de stratification, nous proposons de scinder l'échantillon en deux. Nous considérons séparément l'échantillon des « grandes » communes, pour lequel le problème ne se pose pas (l'échantillon est exhaustif), et l'échantillondes« petites » communes.

44 Dans ce dernier cas, le problème peut être contrôlé par l'introduction des variables de stratification en tant que variables explicatives dans les modèles utilisés : taille de la commune (nombre d'habitants) et département. Nous avons cependant décidé d'utiliser uniquement la variable « taille des communes », les variables indicatrices de départementpouvant « capter » deseffetsnon désirés (l'introduction des indicatrices de département gommel'effet decertainesdesvariablesexogènesdu modèle telles que celles concernant la qualité des eaux brutes ou les caractéristiques du réseau).

45 L'autre avantage de distinguer « petites » et « grandes » communes est de pouvoir travailler avec des échantillons relativement homogènes, en particulier en ce qui concerne la qualité des eaux distribuées. En effet, une étude du ministère de la santé (disponible sur h http ://www.sante.gouv.fr/)met en évidence une disparité en termes de qualité des eaux distribuées entre « petites » et « grandes » unités de distribution. Plus précisément, ce rapport montre que les analyses des eaux distribuées sont conformes à la réglementation dans 99% des cas pour les unités de production d'eau les plus importantes (qui alimentent plus de 5 000 personnes), alors que les dépassements de normes sont en revanche plus fréquents dans les petites stations de traitement. Ne disposant d'aucune information précisesurla qualité des eaux distribuées au niveau communal[13] [13] Bien que l'information sur la qualité des eaux distribuées...
suite, l'analyse séparée des deux sous-échantillons nous permet de considérer des ensembles de communes relativement homogènes de ce point de vue. Le principal inconvénient de cette approche est cependant de nous priver de la « comparaison » des données des communes dont la population est supérieure ou inférieure à 10 000 habitants, ce qui est d'autant plus dommage pour les communes dont la population est proche de 10 000 habitants.

Les principaux résultats obtenus

46 Nous présentons dans le détail les résultats pour les communes de moins de 10 000 habitants et nous décrirons, à la fin de cette partie, les résultats marquants concernant les grandes communes.

Le modèle de choix de gestion

47 Les résultats présentés dans le tableau 3 montrent que 80,6% des communes en gestion déléguée sont correctement prédites en gestion déléguée, contre seulement 51,5% de communes en gestion publique prédites en gestion publique. Ceci montre une certaine asymétrie dans le pouvoir prédictif du modèlequi peut provenirde laforme dumodèleet/ou des variables explicatives utilisées. Sans réelle surprise, les résultats montrent que les communes dont les conditions d'exploitation sont les plus délicates tendent à déléguer leurs services de production et de distribution de l'eau à des sociétés privées (tableau 3). On observe ainsi un effet positif du classement en zone vulnérable[14] [14] Il s'agit de zones désignées comme « vulnérables »...
suite, de la non protection des captages et de l'utilisation de traitements élaborés, sur le choix de la délégation privée. De même, les communes avec un réseau plus difficile à gérer, c'est-à-dire les communes avec un réseau ayant un nombre d'interconnexions élevé, dont l'essentiel de la demande d'eau est d'origine domestique, étant contraintes d'acheter de l'eau (volume acheté/volume distribué) et avec un réseau peu dense (longueur de réseau/nombre d'abonnés domestiques), ont tendance à avoir une gestion déléguée. Les communes littorales (surtout celles du sud de le France) et les communes touristiques ont plutôt choisi la gestion privée, de même que les communes dont les habitants disposent de revenus élevés et les communes endettées.

Tableau 3  - ésultats de l'estimation du modèle Probit du choix de gestion (délégation privée expliquée) pour les communes de moins de 10 000 habitants

48 L'ensemble de ces résultats paraît plutôt logique et explique, tout au moins en partie, pourquoi les communes en gestion déléguée ont des prix pour la production et la distribution de l'eau plus élevés en moyenne que celles en gestion publique.

Le modèle de prix

49 Le R2 associé à l'estimation de l'équation de prix est de 0,323, ce qui est plutôt satisfaisant compte tenu de l'importance supposée de certaines variables explicatives manquantes (tableau 4). De même, près de la moitié des variables explicatives utilisées ont des effets significatifs dont les signes étaient attendus.

50 Les variables explicatives du prix en délégation publique : a0 Etant donné que les déterminants des coûts de production et de distribution de l'eau sont en principe les mêmes pour un gestionnaire privé ou public, les effets (a ) des variables explicatives des 0 prix sur le prix des gestionnaires publics ( y ) i0 peuvent donc, dans une certaine mesure, être interprétés comme des effets généraux.

51 Le fait de n'utiliser que de l'eau brute superficielle tend à accroître le prix de l'eau (d'environ 10%).

52 Ceci reflète le constat que les eaux brutes d'origine superficielle sont généralement de moins bonne qualité que celles d'origine souterraine.

53 Curieusement, la nature du traitement utilisé joue peu sur le prix, le prix n'étant en moyenne que d'une dizaine de pour cent plus élevé pour une eau distribuée traitée que pour eau distribuée non traitée.

54 La longueur du réseau a un effet négatif sur le prix de l'eau, ce qui indique l'existence de rendements d'échelle croissants. En revanche, la longueur du réseau par abonné domestique a un effet positif et croissant sur le prix de l'eau distribuée, ce qui indique que la densité du réseau est un élément important du coût de la distribution de l'eau. De même, les variables indiquant une gestion complexe des services de production et de distribution de l'eau jouent un rôle positif sur le prix de l'eau : nombre d'interconnexions, part du volume vendu aux abonnés domestiques et part du volume acheté sur le volume distribué.

55 Ces résultats, tout au moins en ce qui concerne le signe des effets, étaient attendus. Dans le même ordre d'idées, le fait qu'un programme d'amélioration soit prévu tend à augmenter le prix. Il peut s'agir là d'un effet de provision ou de reprise en main d'un réseau quelque peu « abandonné ». Enfin, comme attendu, la liaison entre le prix de l'eau et sa consommation par abonné est négative, selon un effet d'échelleliéàdescoûts fixesimportants. Lefait que les communes en intercommunalité pour les services de production et de distribution de l'eau potable pratiquent des tarifs pour ces services de l'ordre de 26% plus élevés que ceux pratiqués par les communes en gestion autonome est assez surprenant. Si le signe de cet effet était plus ou moins prévisible, sa valeur est quant à elle plutôt élevée.

56 Ceci traduit probablement le fait que les communes se groupent en cas de gestion difficile, ce qui serait confirmé par le fait qu'il n'apparaît pas de différence significative entre les groupements en gestion privée et les groupements en gestion publique au niveau de la tarification. Enfin, il est important de noter qu'il n'y a pas d'effet particulier sur le prix de l'eau en moyenne pour les communes de moins de 3 000 habitants, ces collectivités ayant en principe des avantages fiscaux importants.

57 Les variables explicatives de l'écart des prix en délégation privée et publique : a a 1 0 −.

58 Les paramètres ( )a a− mesurent les différences il l0 de réaction des prix des délégataires par rapport à ceux des régies pour la variable explicative x. Par li exemple, si les paramètres a et a sont positifs l0l1 pour la variable « nombre d'interconnexions » (l) alors que ( )a a− est négatif, cela signifie que le il l0 nombre d'interconnexions tend de manière générale à accroître le coût de la production et de la distribution de l'eau( )a mais que la gestion de ces kl interconnexions semble coûter moins cher aux délégataires privés qu'aux régies ( )a a l l1 0 <.

59 Les effets des variables explicatives de l'écart des prix en délégation privée et publique ( )y y− i i1 0 montrent que les gestionnaires privés pratiquent des tarifs moins élevés que les gestionnaires publics lorsque le réseau est plus délicat à gérer, ce qui traduirait plutôt une plus grande efficacité « technique » des sociétés privées. En particulier, la densité du réseau a un effet moindre sur les prix pour gestionnaires privés que pour les gestionnaires publics (effet négatif des variables de longueur du réseau par abonné). De même, lorsque la demande est surtout domestique (par rapport aux usages industriels notamment), les gestionnaires privés ont un avantage sur les gestionnaires publics. Enfin, lorsque les gestionnaires doivent acheter de l'eau, l'effet sur le prix pratiqué est moindre pour les gestionnaires privés que pour les gestionnaires publics. Ceci peut provenir de ce que les gestionnaires privés peuvent acheter de l'eau à moindre prixàdesgestionnairesprivésappartenantà la même société. De même, lorsque la qualité de l'eau brute n'impose pas de traitement pour la distribution, les gestionnaires privés pratiquent des tarifs inférieurs à ceux de leurs homologues publics.

Tableau 4  - résultats de l'estimation du modèle de prix, communes de moins de 10 000 habitants

60 Cependant, mis à part les effets de la densité du réseau, ces effets sont généralement assez peu, voire très peu significatifs.

61 Leseffets en moyenne, l'auto-sélectionet lesbiaisde sélection Les paramètres associés aux ratios de Mill montrent qu'il existe un biais de sélection significatif pour les communes qui ont choisi la délégation au privé. Le fait que ρ σ0 soit significativement positif tend à 0 prouver que les communes ayant choisi la délégation privée ont des caractéristiques inobservées qui auraient conduit à des prix élevés si elles avaient choisi la gestion en régie. En effet, les termes e et u ii0 sont positivement liés. En revanche, il n'existe pas de biais de sélection significatif pour les communes qui ont choisi la gestion en régie. Aussi, pour ce qui concerne leurs caractéristiques inobservées, les communes ayant choisi la gestion privée semblent être des communes avec des conditions d'exploitationdifficiles(d'un pointde vuetechnique et/ou financier). Celles qui sont en gestion publique peuvent avoir des conditions d'exploitation difficiles ou non. Ces résultats semblent cohérents avec les performances prédictives asymétriques du modèle de choix de gestion.

62 La différence entre ρ σ1 et ρ σ0 est négative 1 0 (-0,110), ce qui montre une auto-sélection des communes vers les modes de gestion les plus avantageux en termes de prix par rapport à leurs caractéristiques non observées, comme cela était attendu.

63 L'effet moyen de la délégation ( )ATE m m=− 1 0 apparaît assez élevé. Si les communes étaient toutes en délégation privée, elles paieraient en moyenne leurs services de production et de distribution de l'eau 13,8% plus cher que si elles étaient toutes en gestion publique (ATE est estimé à 0,130); cet écart est significatif d'un point de vue statistique (écart type estimé de l'estimateur de ATE : 0,052).

64 De même, le fait d'être en gestion privée pour les communes en gestion privée (ATE1) accroît, en moyenne, le prix des services de production et de distribution de l'eau de 5,6% par rapport à la situation où ces communes auraient choisi la gestion en régie (ATE1 est estimé à 0,056). Cet effet est pratiquement significatif d'un point de vue statistique (écart type estimé de l'estimateur de ATE1 : 0,023).

65 Le calcul de l'effet ATE1 montre que les communes en gestion privée n'y perdent pas beaucoup en matière de prix de l'eau mais n'y gagnent pas non plus. Ces résultats mettent en évidence également que le fait de contrôler les effets de la délégation par les effets des conditions d'exploitation, de l'auto-sélection et des biais de sélection est crucial ici car la comparaison simple entre les prix pratiqués par les délégataires privés et ceux pratiqués par les régies est particulièrement trompeuse.

Décomposition de l'écart de prix

66 Les résultats de l'estimation des termes de la décomposition de la différence des prix moyens en gestion déléguée et en gestion publique sont reportés dans le tableau 5. Ils montrent tout d'abord l'importance des phénomènes de sélection sur les conditions d'exploitation dans le choix du mode de gestion. Ceux-ci dominent largement les phénomènes d'auto-sélection (ou effet de sélection sur les prix). La différence de 35,9% entre le prix moyen des communes en gestion privée et celui des communes en gestion publique s'explique pour 15,2% par l'effet moyen de la délégation, pour 29,2% par les effets de sélection sur les conditions d'exploitation, les phénomènes de sélection sur les prix (hors effet moyen) ne compensant les effets précédents que pour-8,5%. Ces résultats montrent également l'influence des variables inobservables.

67 Les variables inobservables comptent pour 55% dans les phénomènes de sélection sur les conditions d'exploitation et pour 89% des phénomènes de sélection sur les prix (hors effet moyen).

Résultats marquants pour les grandes communes

68 Il est à noter que les résultats obtenus pour l'échantillon des grandes communes[15] [15] [TXTNOTESno0]
suite sont généralement moins précis que ceux obtenus pour l'échantillon des petites communes. Ceci tient probablement au fait que les grandes communes ont, à taille équivalente, des structures et des organisations de réseau assez proches, notamment celles des grandes agglomérations (région parisienne, agglomérations lyonnaise et marseillaise) qui regroupent une très grande partie des communes de grande taille (l'Île-de-France regroupe plus du tiers des communes de plus de 10 000 habitants de notre échantillon).

69 Généralement, les communes des grandes agglomérations sont en gestion privée, ce qui rend difficile la distinction des effets de la délégation des autres effets.

70 En ce qui concerne le modèle de choix de gestion, le pouvoir prédictif du modèle est correct et comparable à celui du modèle des petites communes mais le caractère asymétrique du pouvoir prédictif du modèle est accentué par rapport à celui des communes de moins de 10 000 habitants. Les effets sont comparables à ceux obtenus pour les choix de gestion des petites communes. Il convient cependant de noter que moins de facteurs explicatifs ressortent pour les grandes communes. En particulier, l'appartenance à un groupement n'a pas d'influence sur le choix de gestion d'une grande commune.

Tableau 5  - décomposition de l'écart de prix moyens observés entre communes en gestion privée et communes en gestion publique pour les communes de moins de 10 000 habitants

71 Le R2 associé à l'estimation de l'équation de prix est de 0,432. L es effets mis en évidence vont globalement dans le même sens que pour les petites communes. Cependant seules quelques-unes des variables explicatives utilisées ont des effets significatifs ( a ou a a− ) mais elles ont 0 1 0 généralement les signes attendus. Enfin, les effets des variables explicatives observés apparaissent similaires sur les prix des régies et des délégataires (très peu des éléments de a a− apparaissent 1 0 significativement différents de 0). Cette absence de significativité globale des a a− indique que, pour l l1 0 ce qui concerne les variables techniques utilisées, il n'existe pas de différences très significatives entre les performances des régies des grandes communes et celles des délégataires privés.

72 L'effet moyen de la délégation ( )ATE m m=− 1 0 apparaît assez faible ici : il n'est que de 5,1% et n'est pas statistiquement significativement différent de 0.

73 De même, le fait d'être en gestion privée pour les communes en gestion privée (ATE1) diminue, en moyenne, le prix des services de production et de distribution de l'eau de 0,5% par rapport à la situation où ces communes auraient choisi la gestion en régie (ATE1 est estimé à -0,005). Cet effet n'est pas du tout significatif d'un point de vue statistique (écart type estimé de l'estimateur de ATE1 : 0,070).

74 Le calcul de l'effet ATE1 montre que les communes en gestion privée ont globalement intérêt à choisir la délégation privée (même si le gain en termes de prix est très faible), ce qui traduirait l'existence d'une forme d'équilibre sur le marché des services de l'eau « en moyenne » pour les communes les plus grandes.

75 Mais ces résultats peuvent également traduire le fait qu'« en moyenne » les délégataires privés alignent leurs prix sur ceux de leurs concurrents publics qui ont une efficacité comparable en moyenne.

76 Les résultats concernant les biais de sélection et l'effet d'auto-sélection sont similaires à ceux obtenus pour les petites communes.

77 Les résultats de l'estimation des termes de la décomposition de l'écart entre les prix moyens des grandes communes en gestion privée et en gestion publique sont reportés dans le tableau 6. Comme dans le cas des petites communes, cette décomposition montre l'importance des phénomènes de sélection sur les conditions d'exploitation dans le choix du mode de gestion. La différence de prix moyens de 26,2% entre les communes en gestion privée et les communes en gestion publique s'explique pour 5,7% par l'effet moyen de la délégation, pour 26,8% par les effets de sélection sur les conditions d'exploitation. Les phénomènes de sélection sur les prix (hors effet moyen) ne compensent les effets précédents que pour-6,3%.

78 Les variables inobservables comptent pour 69% dans les phénomènes de sélection sur les conditions d'exploitation et pour 77% des phénomènes de sélection sur les prix (hors effet moyen).

79 Les différences de résultats entre les petites et les grandes communes montrent que les grandes communes apparaissent en moyenne plus « rationnelles » en matièrede prix dans leurs choix de mode degestion. Cependant, cesdifférencespeuvent également être expliquées par le fait que les grandes communes ont plus de pouvoir de négociation et de capacité de contrôle sur les délégataires privés.

Tableau 6  - décomposition de l'écart de prix moyens observés entre communes en gestion privée et communes en gestion publique pour les communes de plus de 10 000 habitants

Conclusion

80 Les résultats présentés ici illustrent l'apport de l'approche par les effets de traitement pour la mesure de l'effet de la délégation sur le prix de la production et de la distribution de l'eau potable. Ils montrent que les différences en termes de conditions d'exploitation de ces services permettent d'« expliquer » en partie les 2,16 FF/m3 (soit 0,33 euro par mètre cube) de différence moyenne des prix pratiqués par les délégataires privés et les régies publiques. Une analyse simple des effets de la délégation montre en effet que les communes en gestion privée perdent généralement peu en termes de prix des services de l'eau potable par rapport à la situation où elles auraient choisi un mode de gestion publique. L'idée principale qui sous-tend ces résultats est que les communes ont tendance à choisir la gestion privée si elles font face à des conditions difficiles. Les différences moyennes de prix entre délégataires et régies s'expliquent donc en bonne partie parce que les gestionnaires privés font face à des conditions plus difficiles en moyenne que les gestionnaires publics. La première raison qui explique le choix de la délégation privée dans les conditions difficiles tient probablement à ce que les communes préfèrent ne pas devoir gérer elles-mêmes des services de production et de distributiond'eau trop complexes, endehors detoute considération des différences de prix entre gestion privée et gestion publique. Cet effet de sélection sur les conditions d'exploitation explique pourquoi les communes continuent à avoir une forte probabilité de choisir la gestion déléguée, même lorsque cette dernière conduit à des prix plus élevés que la gestion publique. La seconde raison qui explique le choix de la délégation privée est que les gestionnaires privés apparaissent plutôt plus efficaces que les gestionnaires publics dans ces conditions. Les communes choisissent donc l'option qui paraît la moins coûteuse (auto-sélection ou sélection sur les prix). Cependant, ces effets de sélection sur les prix sont en moyenne très largement compensés par ceux de la sélection sur les conditions d'exploitation, surtout pour les petites communes.

81 Selon nos estimations, les abonnés domestiques des communes de moins de 10 000 habitants en gestion privée paient en 1998 en moyenne 15,2% plus cher les services d'eau potable que les abonnés des communes équivalentes ayant choisi la gestion publique. De même, les abonnés domestiques des communes de plus de 10 000 habitants en gestion privée paient en 1998 en moyenne 5,7% plus cher les services d'eau potable que les abonnés des communes équivalentes ayant choisi la gestion publique. Cette différence de prix pour les grandes communes n'est pas statistiquement significativement différente de zéro compte tenu de l'imprécision de nos estimations.

82 La principale implication de ces résultats est que le marché des services de l'eau apparaît plutôt en équilibre « en moyenne » : si les communes ne gagnent pas à choisir la gestion privée en termes de prix de l'eau potable, elles n'y perdent pas beaucoup non plus, en moyenne. Ceci peut simplement provenir de ce que les délégataires privés alignent « en moyenne » leurs prix sur ceux de leurs concurrents publics. Les écarts constatés entre grandes et petites communes peuvent provenir du fait que les grandes communes ont certainement plus de moyens que les communes plus petites pour négocier les contrats et contrôler leur exécution.

83 Il est important de noter que les effets de sélection ou d'auto-sélection les plus forts concernent soit les variables inobservées, soit des variables observées mais dont l'effet est délicat à interpréter (le mode d'organisation par exemple). Ceci nous conforte dans le choix de l'approche par les variables latentes mais souligne le fait que les variables utilisées ont un pouvoir explicatif finalement assez limité au niveau des équations des prix. Ceci dit, les résultats obtenus concernant les effets des variables observées et inobservées sont cohérents dans le sens d'une sélection sur les variables traduisant des conditions d'exploitation difficiles et d'une auto-sélection sur ces mêmes variables, les gestionnaires privés apparaissant plus « efficaces » dans ces conditions. Il faut cependant souligner que ces résultats ne reflètent que des effets moyens et peuvent donc occulter des situations locales contrastées.

84 Les effets estimés ici concernent le prix de l'eau potable et non son coût de production et de distribution. Ils ne donnent donc que peu d'indications sur les marges des firmes privées sur les services de l'eau potable, pas plus que sur le respect du principe budgétaire selon lequel « l'eau paie l'eau ».

85 D'un point de vue plus technique, il conviendrait d'améliorer, ou tout au moins de tester, la robustesse de notre modèle et donc de nos résultats. Ceci peut passer par l'essai d'autres familles de distribution paramétrique que la loi normale pour la modélisation des variables latentes du modèle, voire par l'utilisation, si elle est possible, de spécifications semi-paramétriques. De même, certains problèmes potentiels d'endogénéité des variables explicatives utilisées peuvent se poser. Outre le choix du mode d'organisation dont le cas est déjà à l'étude, ces problèmes peuvent par exemple concerner les volumes d'eau vendus ou les choix de traitement de l'eau potable. Il conviendrait également de mieux tenir compte des problèmes d'échantillonnage. Le fait que la précision des estimations pose problème incite à travailler sur ce point. En particulier, les modèles utilisés comportent un grand nombre de paramètres à estimer, ce qui rend plutôt délicat l'approximation de la distribution asymptotique des estimateurs utilisés par une loi normale. Dans ce contexte, l'estimation des matrices de variance-covariance asymptotique des estimateurs utilisés par des méthodes du bootstrap paraît appropriée.

86 Enfin, compte tenu de leur importance, les phénomènes de concurrence imparfaite pourraient être analysés plus en détail, par exemple en examinant le cas des communes ayant des modes de gestion différents pour la production et la distribution de l'eau.

Annexe

Bibliographie

BIBLIOGRAPHIE

Boyer M. et Garcia S. (2004). “Régulation et mode de gestion : une étude économétrique sur les prix et la performance dans le secteur de l'eau potable », Document de travail, n° 2004s-60, Cirano.

Davidson R. et McKinnon J. G. (1993).Estimation and Inference in Econometrics. Oxford : Oxford University Press.

Glachant M. et Miessner F. (2003). “Analyse économétrique de l'effet du mode d'organisation sur le prix des services de l'eau et de l'assainissement dans le bassin Seine-Normandie”, Document de travail, Cerna.

Heckman J. J. (1976). “The Common Structure of Statistical Models of Truncation, Sample Selection, and Limited Dependant Variables and a Simple Estimator for Such Models”, Annals of Economic and Social Measurement, vol. 5, pp. 475-492.

Heckman J. J., Tobias J. L. et Vytlacil E. (2001a). “Simple Estimators for Treatment Parameters in a Latent Variable Framework”, Working Paper, University of Chicago.

Heckman J. J., Tobias J. L. et Vytlacil E. (2001b). “Four Parameters of Interest in the Evaluation of Social Programs”, Southern Economic Journal, vol. 68, pp. 210-223.

Imbens G. W. et Angrist J. D. (1994). “Identification and E stimation of L ocal Average Treatment E ffects”, Econometrica, vol. 62, pp. 467-476.

Launay J. (2003). “Rapport d'information sur la gestion de l'eau sur le territoire” Rapport, n° 1170, Délégation à l'aménagement et au développement durable du territoire.

Lee L.F. (1982). “Some Approaches to the Correction of Selectivity Biases”, Review of Economic Studies, vol. 49, pp. 355-372.

Lee L.F. (1983). “Generalized Econometric Models with Selectivity”, Econometrica, vol. 51, pp. 507-512.

Ménard C. et Saussier S. (2003). “La délégation de service public, un mode organisationnel efficace ? Le cas de la distribution de l'eau en France”, Économie Publique, vol. 12, pp. 99-129.

Newey W. K. et McFadden D. (1994). “Large Sample Estimation and Hypothesis Testing” in Handbook of Econometrics, Volume IV. Engle, R. et D. McFadden (Eds). Amsterdam : North-Holland, pp. 2111-2245.

Sage E. (1999). “La concurrence par comparaison - théorie et applications - Une proposition pour le secteur de l'eau en France”, Thèse de Doctorat, Université Paris IX • Dauphine.

Tavernier Y. (2001). “Rapport d'information sur le financement et la gestion de l'eau”, Rapport, n° 3081, Commission des finances, del'économie générale et du plan.

Vella F. et Verbeek M. (1999). “Estimating and Interpreting Models with Endogenous Treatment Effects”, Journal of Business Economics and Statistics, vol. 17, pp. 473-478.

Wooldridge J. M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. Cambridge (Mass.): MIT Press.

Notes

[ (*)] Inra-SAE2 et Ensai, Rennes.

[ (**)] Lerna-Inra, Toulouse. E-mail : c cnauges@toulouse.inra.fr Cette version a bénéficié des commentaires de P. Bertail, A. Coutellier, J. Lainé, B. Nanot, G. Rebeix, A. Trognon, ainsi que de deux rapporteurs anonymes. Les opinions exprimées (et les éventuelles erreurs commises) dans cet article n'engagent que les auteurs. Nous remercions le Ministère de l'Écologie et du Développement Durable pour son soutien financier. Économie et Prévision n°174 2006-3

[ (1)] Aujourd'hui, 2 000 organismes intercommunaux regroupent environ 23 000 communes françaises pour la distribution de l'eau. À l'inverse, plus de 13 000 communes gèrent l'eau de façon isolée. Au total, on estime à environ 15 500 le nombre de services de distribution d'eau en France.

[ (2)] La gestion déléguée peut prendre plusieurs formes dont les plus courantes sont la concession (la société délégataire est chargée de l'exploitation du service mais également du financement des installations qui sont propriété de la collectivité) et l'affermage (le financement des ouvrages est à la charge de la collectivité territoriale et l'entreprise délégataire n'assure que l'exploitation du service). Le système de concession est cependant de moins en moins favorisé dans les contrats de délégation récents (Launay, 2003).

[ (3)] Source : Ministère de l'Écologie et du Développement Durable.

[ (4)] Institut français de l'environnement, « Eau potable : diversité des services... grand écart des prix », Les données de l'environnement, avril 2001, n° 65.

[ (5)] Une enquête menée par la Direction générale de la concurrence, de la consommation et de la répression des fraudes (DGCCRF) avait mis en évidence une différence de prix moyen de l'ordre de 13% entre les régies et les services délégués. Cette importante différence entre les deux enquêtes serait due à la composition de l'échantillon de communes pris en compte : l'enquête Ifen-Scees étudie les prix pratiqués dans des communes plus rurales que celles, essentiellement grandes et urbaines, retenues par la DGCCRF (Tavernier, 2001).

[ (6)] Ce modèle est parfois également appelé modèle de Roy généralisé ou étendu (Vella et Verbeek, 1999).

[ (7)] D'autres distributions sont possibles. Des distributions non symétriques ont par exemple été utilisées par Lee (1982,1983) ou Heckman et alii (2001a).

[ (8)] Nous avons également exclu de notre analyse les variables qui n'ont pas été renseignées par un trop grand nombre de communes ou de gestionnaires.

[ (9)] Le service de l'eau et le service de l'assainissement sont deux services distincts, qui peuvent être organisés et gérés séparément. Nous avons choisi de présenter ici les résultats concernant le service de l'eau uniquement. Les résultats concernant le service de l'assainissement sont globalement moins significatifs. Ces résultats sont disponibles sur demande auprès des auteurs.

[ (10)] Dans le cas de la production et de la distribution de l'eau potable, les taxes et redevances considérées sont la redevance « prélèvement » des Agences de l'eau, la redevance du Fonds national de développement des réseaux d'adduction d'eau potable (FNDAE) et la redevance Voies navigables de France (VNF). Par ailleurs, les délégataires privés sont redevables à l'État d'une TVA de 5,5% sur les factures d'eau (partie assainissement et eau potable) dont les régies concernant moins de 3 000 habitants peuvent être exonérées.

[ (11)] Calculé sans pondération tenant compte de la taille des communes.

[ (12)] Certaines de ces variables étaient exclues a priori des équations des prix, d'autres après les premières estimations puisque n'apparaissant pas significatives. C'est par exemple le cas des variables relatives à la qualité de l'eau brute.

[ (13)] Bien que l'information sur la qualité des eaux distribuées dans chaque commune soit publique (la loi sur l'eau du 3 janvier 1992 prévoit que les résultats des contrôles sanitaires usuels ou exceptionnels doivent être transmis aux mairies « en termes compréhensibles par tous » et affichés), elle n'est pas à ce jour centralisée et donc difficilement accessible.

[ (14)] Il s'agit de zones désignées comme « vulnérables » à la pollution diffuse par les nitrates d'origine agricole compte tenu notamment des caractéristiques des terres et des eaux ainsi que de l'ensemble des données disponibles sur la teneur en nitrate des eaux et de leur zone d'alimentation (Directive 91-676-CEE du 12/12/91 et circulaire du Ministère de l'Environnement du 05/11/92).

Résumé

Cet article propose une évaluation des effets de la délégation des services locaux de l'eau potable en France sur le niveau des prix. On utilise pour cela une méthode d'analyse, dite « des effets de traitement », sur un échantillon de 3 782 communes françaises. Les résultats présentés montrent que le fait de tenir compte des conditions d'exploitation de ces services permet d'« expliquer » en partie les 0,33 euro par mètre cube de différence moyenne des prix pratiqués par les délégataires privés et les régies constatée en 1998. Les différences moyennes de prix entre délégataires et régies s'expliquent donc, en partie, parce que les gestionnaires privés font face à des conditions plus difficiles en moyenne que les gestionnaires publics.

Mots-clés

PLAN DE L'ARTICLE

• Modélisation et méthode d'estimation
  • Le modèle
  • La méthode d'estimation
  • Les paramètres d'intérêt du modèle
  • Décomposition de l'écart de prix moyen entre communes en gestion privée et publique
• Données et résultats
  • La base de données Agences de l'eau-Ifen-Scees
  • Les principaux résultats obtenus
• Conclusion
• Annexe

Alain Carpentier et al. « Effets de la délégation sur le prix de l'eau potable en France », Economie & prévision 3/2006 (n° 174), p. 1-19.
URL : www.cairn.info/revue-economie-et-prevision-2006-3-page-1.htm.