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Revue d’Économie Régionale & Urbaine

2002/3 (juillet)

  • Pages : 152
  • DOI : 10.3917/reru.023.0471
  • Éditeur : Armand Colin

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Aujourd’hui 40 % des ordures ménagères sont incinérés, dont un tiers environ avec récupération d’énergie, 50 % environ sont entreposés dans quelques 10000 décharges (6000 d’entre elles ne sont pas contrôlées), 6 % sont recyclés, le reste fournit du compost et du méthane (MATE, 2000). L’objectif des pouvoirs publics est d’accroître le recyclage à hauteur de 25 % et de faire en sorte que dès 2002 seuls les déchets ultimes (résidus d’incinérateurs, produits toxiques, amiante, etc.) soient acceptés dans les décharges. Cet objectif présente des bénéfices collectifs mais également des coûts : coût du développement du recyclage, coût de modernisation ou de construction de nouveaux incinérateurs respectant les normes européennes en matière de rejets de polluants dans l’air.

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Les dépenses de gestion des déchets municipaux ont augmenté au taux annuel moyen de 7,6 % dans les années quatre-vingt-dix pour atteindre 4,1 milliards d’euros en 1997 financés à hauteur de 2,8 milliards par la redevance (ou taxe) d’enlèvement des ordures ménagères (IFEN, 1999b). À titre de comparaison le produit de la taxe d’habitation était de 6,5 milliards d’euros en 1997 (CES, 1999). Définir une politique de gestion optimale des déchets n’est pas simple (BAUDRY, 2000) et les municipalités doivent gérer des préférences contradictoires de la part des citoyens : une majorité de la population est en faveur du développement du recyclage, mais ne veut pas en payer le prix. Comme le montre BAUDRY (2000) dans la plupart des cas on se rapproche d’une situation optimale en combinant recyclage et incinération avec récupération de chaleur. Le problème est que la construction d’un nouvel incinérateur suscite souvent de fortes oppositions de la population locale qui ne veut pas supporter d’effet externe négatif, et la mise aux normes (ou modernisation) coûte souvent plus cher (lorsqu’elle est techniquement possible) que la construction d’une installation nouvelle.

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L’étude dont nous présentons les résultats ci-après pour la France, fait partie d’une recherche européenne conduite sur les coûts et les bénéfices sociaux de l’incinération (RABL, et al. 1999). Elle se situe dans un ensemble de recherches menées au niveau européen pour tenter de définir une politique socialement optimale de gestion des déchets [1][1] Pour une bibliographie complète, voir R. BAUDRY, 2...[**][**] Les chiffres entre parenthèses renvoient aux notes....

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L’objectif de cette étude est de mieux comprendre les attitudes et les réponses des individus face à une politique d’amélioration de la gestion des déchets, vue ici à travers le choix d’un type d’incinérateur en remplacement de la mise en décharge. Pour ce faire un questionnaire d’évaluation contingente a été administré à 403 personnes habitant Paris, à proximité d’un incinérateur, et à Villeparisis, à proximité d’une décharge.

I - Le questionnaire

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La construction d’un questionnaire n’est jamais aisée car le chercheur a tendance à penser que les individus sont aussi bien formés et informés que lui, et qu’ils vont se situer spontanément dans le cadre de la théorie économique pour formuler une valeur (ou un prix). La réalité est plus complexe et l’expertise du psychosociologue nécessaire. Pour aider à la formulation des questions on a emprunté la technique des groupes cibles aux psychosociologues. Deux groupes de dix personnes animés par une psychologue, familière de la méthode d’évaluation contingente, ont été constitués. Les individus sélectionnés appartenaient à des catégories sociales moyennes. Le premier groupe a été composé de personnes vivant à proximité de la décharge de Villeparisis, au nord-est de Paris, le second de personnes vivant dans la région lilloise. Cette phase préparatoire permet d’appréhender le niveau de connaissance de la population, les interrogations qui émergent, les peurs suscitées par les incinérateurs et les décharges, le vocabulaire utilisé, etc. Elle aide à la construction d’une première version du questionnaire qui sera ensuite testée par la méthode des protocoles verbaux sur une vingtaine de personnes (SCHKADE and PAYNE, 1994, DESAIGUES, 2000). Cette méthodologie conduit à la mise au point de la version finale du questionnaire qui comprend trois parties.

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1) Dans la première partie, les variables socio-économiques classiques (sexe, âge, activité professionnelle) sont prises en compte afin d’obtenir par la méthode des quotas un échantillon représentatif de la population. Les individus sont ensuite interrogés sur leurs habitudes en matière de gestion des déchets. Combien de poubelles différentes utilisent-ils ? Que font-ils des déchets spécifiques comme les batteries ou les huiles de vidange ? Trient-ils les déchets tels que le papier ou le verre lorsque les containers mis à leur disposition ne sont pas à proximité de leur habitation ? Connaissent-ils la quantité d’ordures ménagères qu’ils produisent chaque année ? Selon que la personne interrogée vit à proximité d’une décharge ou d’un incinérateur, l’enquêteur lui demande ce qu’elle pense des effets nuisibles liés à cette installation. La question est ouverte. Les réponses seront codées puis classées.

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2) Dans la seconde partie du questionnaire les informations suivantes sont données à l’enquêté : a) la gestion actuelle des déchets, et les nuisances associées respectivement à l’enfouissement et à l’incinération, b) l’objectif de recyclage de 25 % des déchets et l’interdiction d’enfouissement à partir de 2002. «Cette politique de gestion des déchets répond à une demande nationale. Mais elle présente des coûts pour la collectivité », c) le montant de la taxe sur les ordures ménagères, qui pour une famille de la région parisienne s’élève à 1000 francs en moyenne par an.

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L’individu est ensuite interrogé sur l’augmentation maximale de la taxe qu’il accepterait de voir consacrée à une amélioration du traitement des déchets ménagers. La question est ouverte, chacun ayant le droit de refuser une augmentation de la taxe (encadré 1).

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3) Dans la troisième partie, le scénario proposé est centré sur le choix d’un incinérateur. Quatre technologies différentes sont proposées (encadré 2). Les coûts et les bénéfices liés à chaque choix technologique ont été calculés spécifiquement pour la région parisienne dans le cadre du programme de recherche européen (RABL et al., 1999).

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Si la personne interrogée désire un complément d’information l’enquêteur lui remet un exemplaire d’un article consacré au sujet et plus aisé à lire (RABL et al., 1998).

Encadré 1. Vous participez à la mise en place d’une politique de gestion des déchets ménagers dans votre commune

Nous allons nous situer dans une situation hypothétique où les déchets de votre commune sont essentiellement mis en décharge. À l’horizon 2002 votre commune devra revoir la destination de ses déchets. Supposons que 25 % des déchets soient recyclés. Il reste à trouver une destination pour les 75 % restants.

Aujourd’hui la mise en décharge revient à 300 F la tonne. À cela s’ajoute 250 F par tonne pour la collecte. Un Français produit en moyenne 425 kg de déchets par an. Une famille de quatre personnes produit donc 1,7 tonne de déchets par an.

Une famille paie en moyenne, aujourd’hui, pour le ramassage et le traitement de ses déchets la somme de 1000 F par an. C’est la taxe sur les ordures ménagères.

L’incinération coûte plus chère, étant données les normes plus strictes imposées par les directives européennes. Mais les émissions de matières polluantes sont strictement contrôlées, et l’on dispose des technologies nécessaires pour construire des incinérateurs « propres », c’est-à-dire ayant un impact négligeable sur la santé.

Pouvez-vous me dire qu’elle augmentation maximale de votre taxe sur les ordures ménagères, par an, vous accepteriez de voir consacrée à une amélioration du traitement de vos déchets ? ____F.

Combien payez-vous d’impôts locaux ? ___ F.

Encadré 2. Quel incinérateur choisir ?

L’incinérateur, selon la technologie choisie, rejettera une quantité plus ou moins grande de polluants dans l’atmosphère (comme les automobiles, les appareils de chauffage, etc.). Aujourd’hui, on limite les rejets de poussières, qui aggravent les affections respiratoires, les oxydes de soufre qui contribuent aux pluies acides (dommages aux forêts et aux bâtiments), les dioxines qui augmentent le risque de cancer, et les oxydes d’azote responsables également d’affections respiratoires.

Supposons que dans votre commune vous soyez appelé à voter pour le choix d’un incinérateur. Quatre solutions qui correspondent à une limitation croissante des rejets de polluants dans l’air sont envisageables.

Solution 1 : Un incinérateur aux nouvelles normes européennes en matière de rejets de poussières et d’oxydes de soufre.

Cet incinérateur rejettera dans l’atmosphère 3 fois moins de poussières, 6 fois moins d’oxydes de soufre qu’un incinérateur fonctionnant aujourd’hui. Cette réduction des rejets se traduit par un bénéfice pour la santé des populations souffrant de problèmes respiratoires.

L’augmentation de coût due au respect des nouvelles normes serait de 65 F par tonne de déchets, soit 111 F par famille et par an, qui s’ajouterait au coût actuel de 450 F par tonne.

On a estimé que le bénéfice pour la santé serait d’environ 80 F par tonne de déchets, pour l’ensemble de la population de la région.

Solution 2 : Un incinérateur qui a les mêmes avantages que le précédent et qui permet en plus de réduire les rejets de dioxines.

Cet incinérateur rejettera 10 fois moins de dioxines qu’un incinérateur fonctionnant aujourd’hui. L’augmentation des coûts par rapport à la situation actuelle serait de 73 F par tonne de déchets, soit 124 F par famille et par an.

On a estimé que le bénéfice pour la santé serait d’environ 85 F par tonne de déchets, pour l’ensemble de la population de la région.

Solution 3 : Un incinérateur qui a les mêmes avantages que le précédent et qui permet en plus de réduire les rejets d’oxydes d’azote.

Cet incinérateur correspond à la solution retenue en Allemagne. Les rejets seront limités de moitié environ. L’augmentation des coûts par rapport à la situation actuelle serait de 120 F par tonne de déchets, soit 204 F par famille et par an.

On a estimé que le bénéfice sur la santé serait d’environ 118 F par tonne de déchets, pour l’ensemble de la population de la région.

Solution 4 : Un incinérateur qui a les mêmes avantages que le précédent et qui permet une réduction encore plus stricte des rejets en oxydes d’azote.

Cet incinérateur correspond à la solution retenue aux Pays-Bas. L’augmentation des coûts par rapport à la situation actuelle serait de 160 F par tonne de déchets, soit 272 F par famille et par an.

On a estimé que le bénéfice sur la santé serait d’environ 160 F par tonne de déchets, pour l’ensemble de la population de la région.

Pour quelle solution voteriez-vous ? (vous pouvez préférer la situation actuelle)

Vous acceptez donc une augmentation volontaire de la taxe sur les ordures ménagères de ___ F par an ?

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Enfin, les personnes interrogées indiquent si elles-mêmes, ou un membre de leur famille, souffrent de symptômes liés à la pollution de l’air et si elles fument. Les dernières questions concernent le niveau de formation, le revenu mensuel net total du foyer et la taille du ménage.

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Le questionnaire a été rempli en face-à-face auprès de 403 individus interrogés à leur domicile. La répartition du nombre d’entretiens est la suivante :

  • 100 dans le 13ème arrondissement de Paris,

  • 100 dans le 15ème arrondissement de Paris,

  • 203 à Villeparisis, commune située à 15 km au nord-est de Paris.

Ces zones ont été choisies en raison de leur proximité d’un incinérateur (Ivry pour Paris 13ème et Issy-les-Moulineaux pour Paris 15ème) ou d’une décharge (Villeparisis).

II - Caractéristiques de l’échantillon et comportement des ménages

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Sélectionné selon la méthode des quotas, l’échantillon est représentatif des trois populations en termes d’âge, de sexe et d’activité professionnelle. L’âge varie de 18 à 87 ans. On note une fréquence plus élevée, à Villeparisis, d’individus âgés de 40 à 50 ans et de couples ayant des enfants, ainsi qu’un nombre important de personnes âgées de plus de 70 ans dans le 15ème arrondissement de Paris. Par ailleurs 6,3 % des individus refusent de donner leurs revenus.

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Le sous-échantillon du 15ème arrondissement est caractérisé par un niveau de formation plus élevé que celui du 13ème arrondissement, celui de Villeparisis regroupant des personnes ayant un niveau de formation plus modeste. Les données recueillies sur le niveau moyen de revenu et le prix des habitations sont cohérentes avec les valeurs des variables socioéconomiques.

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Le tri des déchets en amont dépend de la présence de poubelles spécifiques à proximité des logements. On constate ainsi que la municipalité du 13ème arrondissement de Paris a fait un effort certain dans le domaine du tri, 50 % des foyers bénéficiant de trois poubelles et plus, contre 5 % dans le 15ème arrondissement et 2,5 % à Villeparisis.

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Les informations recueillies sur l’utilisation volontaire des containers doivent être analysées avec prudence, 59,2 % des individus indiquant qu’ils les utilisent « toujours » ou « souvent ». Ce résultat est sans doute biaisé dans la mesure où la tentation de vouloir « bien répondre » est grande (BARKER, FONG et GROSSMAN, 1994). Dans l’ensemble les réponses apparaissent cependant cohérentes avec la distance du domicile au container le plus proche (tableau 1). Un niveau élevé de formation ou de revenu est corrélé positivement avec le fait que l’individu trie ses déchets. De plus les retraités sont relativement plus impliqués dans ce type de programme.

Tableau 1 - Propension à utiliser les containersTableau 1
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Ces résultats sont conformes aux données nationales (IFEN, 1999a). La pratique régulière du tri concerne 69 % des foyers pour les bouteilles en verre et 45 % pour les vieux journaux et les vieux papiers. Sur les données nationales, on retrouve les mêmes effets de l’âge, du revenu et du niveau de formation. Les trieurs réguliers se recrutent davantage au-delà de 50 ans, chez les plus diplômés et dans la tranche des revenus mensuels supérieurs à vingt mille francs. Ceux qui ne trient jamais sont plus nombreux parmi ceux qui disposent de revenus mensuels inférieurs à six mille francs. Par ailleurs, le tri est plus fréquent lorsque l’on habite en province, une maison individuelle et une petite commune, qu’en région parisienne ou dans un grand ensemble.

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Il ressort clairement de l’enquête que les individus interrogés ne disposent pas d’une information satisfaisante, qu’il s’agisse de la production de déchets, qu’ils sous-estiment, de leur destination ou des nuisances associées aux décharges et incinérateurs. Dans le 15ème et le 13ème arrondissements, 45 % des interviewés savent que leurs déchets sont incinérés à proximité, à Issy-les-Moulineaux ou à Ivry, mais moins de 40 % de ceux-ci estiment que les incinérateurs constituent une source de pollution de l’air. La majorité des personnes interrogées pense que les incinérateurs ne sont pas à l’origine de nuisances. À Villeparisis, 75 % des individus connaissent l’existence de la décharge, et 52 % lui associent des nuisances olfactives ou sonores (trafic routier), ainsi que des effets sur la santé ou sur la pollution de l’eau. Les individus vivant à proximité de la décharge (1 km au plus) expriment des attitudes opposées : les uns sont effectivement gênés et peuvent être très précis sur les nuisances qu’ils attribuent à la présence d’une décharge ; les autres n’en souffrent pas du tout. Lorsqu’ils habitent plus loin la description des nuisances devient plus vague, et l’on recueille des commentaires généraux sur les odeurs, le bruit ou la santé. De plus les décharges sont considérées comme plus gênantes que les incinérateurs. Rappelons qu’au plan national, si l’aéroport est considéré comme l’installation la plus gênante avec 52 % de citations, la décharge d’ordures ménagères est citée en troisième position avec 12 %, juste après la centrale nucléaire avec 15 %, mais devant l’usine chimique qui se rapproche le plus de l’incinérateur avec 9 % (IFEN, 1998a).

III - Quel consentement à payer pour une amélioration de la gestion des déchets ?

3.1 - Ce que révèle l’enquête

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Un tiers des personnes interrogées refuse toute augmentation des impôts locaux (30 % pour le 15ème arrondissement, 25 % pour le 13ème arrondissement, et 41 % pour Villeparisis). Ce chiffre, paradoxalement, montre qu’une amélioration de la gestion des déchets est une question importante pour les habitants de la région parisienne, car généralement les enquêtes d’évaluation contingente concernant l’amélioration de la qualité de l’environnement donnent un taux de refus plus élevé, autour de 50 %. Le consentement à payer le plus faible est de 10 F et le plus élevé de 2000 F, ce qui atteste de la crédibilité de l’enquête. Il est vrai qu’elle a été réalisée en face-à-face au domicile après avoir pris rendez-vous. Le consentement à payer (CAP) moyen est égal à 244 francs pour l’ensemble de la population et à 370 francs pour les seuls CAP positifs. Un quart des individus annonce un montant relativement élevé, égal ou supérieur à 300 francs.

Tableau 2 - Consentement à payer des individusTableau 2
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Si l’on observe à présent les résultats par zone :

  1. dans le 15ème arrondissement la moyenne des CAP positifs est de 371 francs, et de 260 francs si l’on prend en compte les 30 % de valeurs nulles. Ni le revenu, ni le niveau d’éducation, ni le sexe, ni l’attitude face au recyclage, ni le fait de souffrir d’affections respiratoires ne permettent d’expliquer les différences de consentements à payer. En revanche l’âge est une variable discriminante : les individus donnant une valeur positive ont 47 ans en moyenne, ceux donnant une valeur nulle 55 ans.

  2. dans le 13ème arrondissement la moyenne des CAP positifs est de 364 francs, et de 273 francs si l’on prend en compte les 25 % de valeurs nulles. Un léger effet revenu apparaît ici : le revenu moyen des individus affichant une valeur positive est de 16500 francs par mois, alors que celui des individus indiquant une valeur nulle est de 14500 francs par mois. L’effet revenu est confirmé pour les 25 personnes affichant un consentement à payer supérieur ou égal à 400 francs, la moyenne du revenu mensuel étant de 21300 francs. La différence de niveau d’études apparaît plus nettement : les personnes offrant des valeurs positives ont un niveau d’études plus élevé en moyenne que les personnes refusant de payer.

  3. enfin à Villeparisis la moyenne des CAP positifs est de 379 francs, et de 222 francs si l’on prend en compte les 41 % de valeurs nulles. Ici l’effet revenu n’apparaît que pour les 41 personnes affichant une valeur comprise entre 500 et 2000 francs (17200 francs par mois en moyenne), alors que le revenu moyen est de 12500 francs.

Ces mêmes personnes ont un niveau de formation nettement supérieur à la moyenne. Si l’on observe les trois sous-échantillons on constate que les consentements à payer moyens sont proches (pour les valeurs positives), alors que les revenus moyens des trois communes présentent des différences significatives. Serions-nous en présence de l’expression d’une « valeur culturelle » et non pas d’une valeur de transaction ? Les individus, pour une grande majorité, semblent exprimer une somme forfaitaire, non directement liée à leurs revenus. De plus, de faibles revenus génèrent simplement un taux de refus plus élevé. Ce résultat est dû en partie à la façon dont la question a été posée, d’une manière très générale, sans aucune précision concernant les coûts et les bénéfices, afin d’obtenir un ordre de grandeur de l’augmentation acceptable de la taxe. La principale limite de cette formulation est que l’on obtient un nombre de valeurs nulles non négligeable. Mais les valeurs élevées demeurent plausibles.

3.2 - L’analyse économétrique des données recueillies

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On peut tenter de discriminer la population de l’échantillon à l’aide d’un modèle probit (ou logit) [2][2] La forme réduite du modèle logit est essentiellement..., afin d’identifier les caractéristiques socio-économiques qui influencent positivement la probabilité d’accepter une augmentation de la taxe sur les ordures ménagères.

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Ce modèle ne donne pas des résultats très satisfaisants, principalement parce que les trois sous-populations ont été agrégées. Mais le nombre d’observations est insuffisant pour les traiter séparément. Quoique la valeur numérique des paramètres estimés n’ait pas vraiment d’intérêt en soi dans la mesure où l’on estime, non pas le vecteur ? des paramètres mais, à une constante c près, le vecteur ?/?, le signe du paramètre donne cependant une première information importante, et le recours à des variables dichotomiques permet ensuite de les classer en fonction de leur influence relative sur la probabilité de donner un consentement à payer positif.

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Le tableau 3 (page suivante) montre que la constante est relativement élevée. Les variables qui diminuent fortement la probabilité de donner un CAP positif sont : les non réponses pour les revenus, puis les petits revenus, le niveau d’études primaires et secondaires, un couple sans enfant. On peut en déduire que les personnes qui refusent d’indiquer leurs revenus ont plutôt de petits revenus. Les variables qui augmentent fortement la probabilité de donner une réponse positive sont : être âgé de moins de 40 ans, souffrir de rhinites, et avoir dans son entourage proche des personnes souffrant de migraines et de rhinites.

Tableau 3 - Probabilité de donner un consentement à payer positifTableau 3

Réf = classe de référence, 403 observations, 137 CAP = 0, 266 CAP>0.

Les variables en italique sont significatives au seuil de 15 %.

Pouvoir explicatif du modèle = 69,8 % pour l’ensemble des réponses.

R2MacFADDEN 0,085

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Pour compléter cette analyse on peut calculer « l’odd-ratio » [3][3] Odd-ratio = p/1-p = probabilité d’occurrence de l’événement..., ou la chance relative d’occurrence associée à une variable prédictive. Il permet de comparer les effets relatifs des variables explicatives sur la probabilité d’occurrence. Ici nous modélisons le comportement de ne pas accepter de payer à l’aide d’une procédure logistique, et ne retenons que les variables socio-économiques. L’odd-ratio correspond à l’exponentielle du paramètre estimé.

Tableau 4 - Modélisation à l’aide d’une procédure logistique du refus de payerTableau 4

Nombre d’observations : 403, 137 CAP = 0,266 CAP > 0.

Les variables en italique sont significatives au seuil de 15 %.

R2 MacFADDEN = 0,06. 66 % de concordance.

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La lecture des odds ratio montre que :

  • les personnes à faibles revenus ont 1,6 fois plus de chance d’avoir un CAP nul que les personnes déclarant un revenu mensuel supérieur à 20000 francs (classe de référence),

  • les personnes refusant de déclarer leur revenu ont 2,6 fois plus de chance d’avoir un CAP nul que les personnes déclarant un revenu mensuel supérieur à 20000 francs (classe de référence),

  • les personnes avec un niveau de formation primaire ou secondaire ont environ deux fois plus de chance de donner un CAP nul que les personnes d’un niveau de formation supérieur,

  • plus la personne est âgée, plus elle a de chance de donner un CAP nul,

  • une personne ayant des enfants a 1,7 fois plus de chance d’avoir un CAP nul qu’un personne sans enfant.

Pour approfondir l’analyse, il convient d’expliquer le montant du consentement à payer afin de dégager les facteurs explicatifs pertinents. Toutes choses égales par ailleurs, l’amélioration de la politique de gestion des déchets entraîne une augmentation du bien-être individuel qui peut être estimée à partir d’une variation de surplus. Dans le scénario contingent, les individus raisonnent en se référant à la situation présente, le consentement à payer correspond donc à l’augmentation du surplus compensateur et s’exprime sous la forme suivante (BONNIEUX, 1998) :

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CAP* (Q1 – Q0) = f (p, m, U0, Q1 – Q0) + ?

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p est le vecteur des prix, m représente les caractéristiques socio-économiques (âge, sexe, revenu, formation) et U0 le niveau initial d’utilité. Q0 définit la politique actuelle de gestion des déchets et Q1, la politique à venir, e est une variable aléatoire qui permet de spécifier le modèle économétrique.

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De nombreuses observations étant égales à zéro, l’estimation par les moindres carrés ordinaires donnerait des estimateurs biaises. On a donc utilisé un modèle de régression censuré, le modèle de HECKMAN (HECKMAN, 1979). Il permet de distinguer les variables qui influencent l’acceptation on non de payer, des variables qui expliquent le montant proposé, ce que ne permet pas de faire le modèle Tobit (TOBIN, 1958). Dans la première étape on calcule, à l’aide du modèle probit, l’inverse du ratio de MILLS pour chacune des observations, dans la deuxième étape on régresse les valeurs positives de la variable expliquée avec les différentes variables explicatives et l’inverse du ratio de MILLS [4][4] Pour une comparaison des deux modèles, voir AMI et.... Malheureusement le coefficient de l’inverse du ratio de MILLS n’est pas apparu significatif et ne justifie donc pas le calcul en deux étapes. On a donc appliqué la méthode du maximum de vraisemblance à l’ensemble de l’échantillon. Les résultats figurent dans le tableau 5.

Tableau 5 - Estimation du montant du consentement à payerTableau 5
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La qualité de l’ajustement est médiocre, (R2 MacFADDEN de 0,01), mais on retrouve les mêmes variables explicatives que dans la deuxième étape du modèle de HECKMAN. On note que le revenu, le niveau de formation, l’âge, ainsi que les problèmes de santé individuels influent sur le montant du paiement annoncé. Les personnes âgées de moins de quarante ans, ayant un niveau de formation supérieur, et souffrant de rhinites ou de maux de tête ont tendance à proposer des valeurs plus élevées. Inversement une personne âgée de plus de 40 ans ayant de faibles revenus, un niveau d’études secondaires déclarera un montant faible, sinon nul.

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La constante du modèle fournit une estimation du consentement à payer d’un individu hypothétique défini par les modalités de référence de chaque variable. Les niveaux de référence étant associés aux modalités les plus fréquentes, il s’agit en quelque sorte d’un individu « moyen ». Cette constante est égale à 181 F, valeur comprise ente la médiane et la moyenne empiriques de la distribution du consentement à payer.

IV - Choix du type d’incinérateur

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Afin de tester l’effet d’un apport d’informations sur les préférences individuelles, la question sur le choix du type d’incinérateur a été posée à l’ensemble de l’échantillon, même si la personne interrogée avait auparavant annoncé un consentement à payer nul.

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103 individus, parmi les 137 ayant déclaré une valeur nulle, ne votent pas pour l’option qui correspond au statu quo mais lui préfèrent une des quatre autres options. Mais seulement 58 d’entre eux confirment ce vote et déclarent accepter l’accroissement de taxes qu’il implique. Ainsi, 42 % des individus ayant exprimé une valeur nulle acceptent une augmentation des taxes dès lors qu’une politique claire et précise est proposée avec ses coûts et ses bénéfices.

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Par ailleurs, 92 % de ceux qui ont exprimé un CAP positif choisissent une des options 1, 2, 3 ou 4 et confirment finalement leur vote. Dans cette catégorie seul un petit nombre d’individus préfère le statu quo ou ne confirme pas leur choix. Ainsi une large majorité des individus ayant un CAP positif, exprime des préférences stables. Seule une faible minorité (20 sur 266) modifie ses préférences et refuse toute augmentation des taxes. Ainsi 7 % des personnes interrogées ne comprennent pas immédiatement l’exercice hypothétique, et reviennent sur leur choix lorsqu’elles bénéficient d’un temps de réflexion suffisant. Un résultat similaire est apparu dans l’estimation d’un consentement à payer pour une amélioration de l’état de santé (DESAIGUES, 2001.

Tableau 9 - Nombre de votes exprimés, puis confirmésTableau 9
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En fin de compte, 360 individus manifestent une préférence pour un type d’incinérateur, mais 304 seulement se déclarent prêts à payer (tableau 9). La majorité des personnes interrogées choisit la meilleure technologie disponible (option 4). L’augmentation de la taxe d’enlèvement des ordures ménagères qu’implique les choix individuels peut s’interpréter comme une estimation minimale du consentement à payer. On calcule ainsi un consentement à payer moyen de 235 F pour les 304 individus qui acceptent de payer. En tenant compte des 99 autres individus ayant annoncé une valeur nulle, on aboutit à une moyenne générale égale à 177 F.

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Pour les individus ayant proposé un CAP positif, les votes confirmés se traduisent par une augmentation du consentement à payer dans 45 % des cas, et par une diminution dans 55 % des cas. Dans cette catégorie d’individus, les deux tiers de ceux qui choisissent l’option 4 avaient annoncé une valeur supérieure à 272 F. Le vote les conduit donc à exprimer un CAP inférieur à la valeur qu’ils avaient déclarée initialement. Le résultat important ici est que l’apport d’information conduit 160 individus à accepter une augmentation de la taxe supérieure à la somme qu’ils avaient proposée sans information.

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En conclusion 40 % de personnes exprimant un consentement à payer nul changent d’avis lorsqu’une information fiable et complète leur est donnée. Les valeurs faibles comprises entre 20 et 100 francs correspondent à 2 populations :

  • une population ayant en réalité un consentement à payer nul, mais qui, pour différentes raisons, donne une valeur positive faible sur laquelle elle revient après information et réflexion. La personne a le temps de se forger une opinion.

  • une population prête à payer plus pour un projet auquel elle adhère.

V - Conclusion

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Cette recherche ne visait pas à définir une politique optimale de gestion des déchets ménagers. Son objectif était d’apporter des réponses plus précises à quelques questions généralement soulevées au moment du choix d’une politique optimale. En particulier quelle est l’augmentation acceptable de la taxe sur les ordures ménagères, compte tenu du fait que la mise en œuvre d’une politique de recyclage coûte cher. Le degré d’acceptation de l’incinération augmente-t-il lorsque les technologies les plus performantes, en toute connaissance de coût, sont proposées aux individus ? La principale limite de l’exercice est justement de situer l’individu dans une situation fictive. L’évaluation contingente nous a appris qu’une augmentation de la taxe de 180 francs par an, en région parisienne, est acceptable. Mais ce montant est une valeur moyenne. Pour des personnes ayant de faibles revenus, un niveau d’études secondaires, une politique d’information complémentaire est nécessaire. En ce qui concerne l’incinération il est remarquable de noter que les individus sont prêts à payer pour bénéficier de la technologie la plus performante, celle qui minimise les effets sur la santé des populations. Cette information devrait être prise en compte par les collectivités locales qui souvent hésitent à choisir la meilleure technologie par crainte d’imposer une augmentation trop lourde de la taxe. Là encore l’apport d’informations sur les coûts financiers, et sur les bénéfices sociaux permet de justifier des choix collectivement préférables. L’enseignement principal de cette évaluation contingente est d’avoir montré que 40 % des individus refusant une augmentation de la taxe sur les ordures ménagères changent d’avis lorsqu’une information fiable et complète leur est donnée.


Bibliographie

  • AMI D., DESAIGUES B., 2000, « Le traitement des réponses égales à zéro dans l’évaluation contingente », Économie et Prévision, n° 2/3, pp. 227-249.
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Notes

[*]

Première version septembre 2000, version révisée mai 2002.

[1]

Pour une bibliographie complète, voir R. BAUDRY, 2000.

[**]

Les chiffres entre parenthèses renvoient aux notes en fin d’article.

[2]

La forme réduite du modèle logit est essentiellement la même que celle du modèle probit : Prob(yi=1) = exp(•’x) / 1 - exp(•’x), mais retient l’hypothèse d’une distribution logistique des erreurs, alors que le modèle probit retient l’hypothèse d’une distribution normale des erreurs.

[3]

Odd-ratio = p/1-p = probabilité d’occurrence de l’événement divisé par la probabilité de non occurrence.

[4]

Pour une comparaison des deux modèles, voir AMI et DESAIGUES, 2000.

Résumé

Français

L’objectif de cette étude est de mieux comprendre le comportement des individus face à une politique d’amélioration de la gestion des déchets ménagers. Un questionnaire d’évaluation contingente a été administré auprès de 403 individus habitant Paris et Villeparisis. L’acceptation moyenne d’une augmentation de la taxe sur les ordures ménagères est de 240 francs. Interrogés sur le choix d’un mode d’incinération, 75 % des personnes préfèrent la technologie la moins polluante mais la plus coûteuse. De plus 40 % des personnes refusant une augmentation de la taxe changent d’avis lorsqu’une information fiable et complète leur est donnée.

Mots-clés

  • gestion des déchets ménagers
  • incinération
  • évaluation contingente

English

Social costs and benefits of an improvement of municipal waste managementA contingent valuationThe aim of this study is to understand households’ behaviour regarding waste management. A contingent valuation survey was applied to 403 persons in Paris and Villeparisis. The mean willingness to pay for an improvement of the present situation is 240 francs. 75% of the sample prefer the less polluting incinerator, even if it is the most expansive solution. Moreover 40% of the sample refusing any tax increase, accept to pay when a precise and complete information is given.
Classification JEL : Q2.

Keywords

  • municipal waste management
  • incineration
  • contingent valuation

Plan de l'article

  1. I - Le questionnaire
  2. II - Caractéristiques de l’échantillon et comportement des ménages
  3. III - Quel consentement à payer pour une amélioration de la gestion des déchets ?
    1. 3.1 - Ce que révèle l’enquête
    2. 3.2 - L’analyse économétrique des données recueillies
  4. IV - Choix du type d’incinérateur
  5. V - Conclusion

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