Déterminants du choix entre voiture et transports collectifs ferrés

Le modèle complet de l’analyse par comparaison de modèles est présenté ici pour

l’analyse des prédictions des déterminants des choix. Ce modèle intègre les trois catégories

de variables (préférences individuelles, socio-démographie et lieu de résidence) ainsi que

leurs interactions, pour prédire le choix modal habituel en opposant l’usage de la voiture

particulière et l’usage des transports collectifs ferrés (N=242) présentent les résultats du

tableau XIV (page 113).

Tableau XIV : Analyse de régression de l’opposition entre TC et VP sur les trois catégories

de variables - Modèle 7.

95,0% C.I.for β

Wald Sig.

Od-Ratios

β Lower Upper

Agrément 5,218 0,022 0,666 0,470 0,944

Bénéfice 32,161 0,000 4,294 2,595 7,104

Identité 6,881 0,009 0,624 0,439 0,888

Lieu de résidence 8,505 0,014

Petite couronne vs

Grande couronne ^{5,039 0,025 2,632 1,131 6,125}

Paris vs Banlieue 4,269 0,039 2,171 1,041 4,528

Sexe (F) 5,429 0,020 2,536 1,159 5,549

Age 15,931 0,000 0,934 0,904 0,966

Interaction entre

Bénéfice et Sexe ^{5,075 0,024 0,573 0,353 0,930}

Constante 17,445 0,000 14,992

R

²

de Cox & Snell R

²

de Nagelkerke

Variance

expliquée _{0,360 0,492}

Le test prend comme référence le fait d’utiliser les transports en commun

Les prédictions de ce modèle complet présentent cinq variables aux effets

significatifs et une interaction. Les déterminants du choix modal, pour ce qui est de

l’opposition entre TC et VP, semblent ainsi être les facteurs agrément, bénéfice et identité,

114

le lieu de résidence, l’âge, le sexe, et l’interaction entre le sexe et le facteur bénéfice. Ce

modèle comparatif inclut donc les déterminants du choix de la voiture et ceux du métro et

du RER et du Train de banlieue.

Dans ce modèle d’opposition, trois déterminants favorisent directement les choix

des transports collectifs, la préférence individuelle pour le facteur bénéfice et le lieu de

résidence, puisque le fait de résider dans le centre de la zone urbaine est le cas de

référence, et le sexe, pour le cas des femmes. Le facteur bénéfice produit une prédiction

très forte en faveur des transports collectifs ferrés (β=4,294 ; p<0,001), soit un peu plus de

quatre fois plus de chance d’être usager des transports pour chaque point d’importance

accordée aux items construisant ce facteur (principalement le coût, et le fait de pouvoir

avoir une autre activité, voir tableau I, p. 61). Le lieu de résidence présente des résultats

significatifs (p=0,014), les contrastes qui permettent de tester l’effet de cette variable

catégorielle montrent l’organisation de l’usage des modes selon les trois zones prises en

compte pour caractériser l’Ile-de-France. Le premier contraste, opposant la petite couronne

et la grande couronne montre un effet significatif en faveur des transports en commun

ferrés (β=2,632 ; p=0,025), soit 2,6 fois plus de chances pour les habitants de la proche

banlieue d’utiliser ces modes que pour ceux de la grande périphérie. Le second contraste,

opposant les choix modaux à Paris et la moyenne des pratiques modales en petite couronne

et en grande couronne montre, lui aussi, un résultat significatif en faveur des TC (β=2,171 ;

p=0,039), c’est-à-dire qu’un Parisien pris au hasard dans la population interrogée a 2,2 fois

plus de chances de se déplacer en transports collectifs ferrés qu’un habitant des

départements périphériques à Paris. Ces résultats montrent ainsi que l’usage des TC décroit

du centre vers la périphérie. Les puissances de prédiction de ces deux contrastes montrent

que les habitants de Paris ont une pratique modale davantage différente de l’ensemble des

habitants de la banlieue, que les habitants de la petite couronne n’ont des pratiques

différentes des individus habitant en grande couronne. Il semble donc que les habitants de

Paris et de la petite couronne soient assez similaires entre eux dans leurs choix modaux. Ce

résultat n’est guère étonnant à l’échelle de l’Ile-de-France, les communes immédiatement

limitrophes de Paris sont généralement desservies par le métro, et de nombreux bus tout en

étant fortement touchées par les embouteillages, la différence d’accessibilité effective se

situe donc probablement au-delà de la limite administrative que présentent les

départements. Enfin, le sexe présente une tendance significative (p=0,020) des femmes à

être plus utilisatrices des transports en commun. Cette prédiction est forte (β=2,536) et

115

indique que, dans la population participante, une femme a 2,5 fois plus de chances de se

déplacer en TC qu’un homme.

Les quatre autres déterminants envisagés produisent des prédictions favorables à

l’usage de la voiture. Il s’agit, pour les préférences individuelles des facteurs agrément et

identité, et du sexe et de l’âge pour les variables sociodémographiques. Le fait d’accorder

de l’importance au facteur agrément (l’ambiance, le confort et l’intimité, voir tableau I, p.

61) favorise significativement le choix de la voiture (β=0,666 ; p=0,022), soit une

puissance en faveur de la voiture de β=1,5 (1/0,666=1,502). Le facteur identité (Image et

Pollution, voir tableau I, p..61) produit un effet du même ordre, significativement favorable

au choix de la voiture (β=0,624 ; p=0,009), avec une puissance de β=1,6 (1/0,624=1,603).

L’âge présente une tendance significative (p<0,001) à l’augmentation de l’usage de la

voiture (β=0,934) avec l’âge de participants, soit 1,07 (1/0,934=1,0707) fois plus de

chances d’être usager de la voiture par année supplémentaire. Ramené sur une échelle plus

évocatrice, les participants ont pratiquement 2 fois plus de chances de choisir la voiture

tous les dix ans (soit 1 / exp (ln(0,934) x10) = 1,979).

Comme pour les modèles prenant en compte les trois modes inclus dans

l’opposition entre TC ferrés et voiture particulière, les préférences individuelles

construisant le facteur performance (Temps de trajet, fiabilité, accessibilité, voir tableau I,

p. 61) ne distinguent pas les choix. Ce facteur semble donc être également important pour

les usagers de ces deux modes. De la même manière, les préférences individuelles pour le

facteur sécurité, et les items qui le construisent (sécurité et sûreté, voir tableau I, p. 61) ne

produit ici encore aucun effet significatif. En outre, comme dans tous les autres modèles

considérés les deux variables sociodémographiques visant à évaluer le niveau social ne

présentent aucun effet sur les choix de la VP opposés au TC ferrés.

Enfin, toutes les interactions d’ordre 1 ont été envisagées. La seule qui participe

significativement (p=0,024) à la prédiction du choix du mode de transport dans ce modèle

est l’interaction entre l’effet du facteur bénéfice et l’effet du sexe des participants. En

l’état, l’odd-ratio de la prédiction du choix modal de ce facteur est ininterprétable. Pour

comprendre en quoi ces deux variables interagissent pour prédire le choix de la VP ou des

TC ferrés, le tableau XV (p. 116) résume les moyennes et écarts-types des scores du

facteur bénéfice pour les quatre groupes considérés.

Les scores du facteur bénéfice sont centrés, les valeurs négatives indiquent donc

une importance perçue inférieure à la moyenne des items construisant ce facteur tandis que

les valeurs positives indiquent une importance perçue supérieure à la moyenne. Sans

116

surprise, les usagers des modes collectifs ferrés présentent ainsi des valeurs positives (0,39

pour les femmes et 0,33 pour les hommes) sur ce facteur désignant les avantages des

transports en commun. Inversement, les usagers de la voiture particulière présentent des

valeurs négatives (-0,74 pour les femmes et -0,35 pour les hommes).

Tableau XV : Scores moyens, écarts-type et effectifs des scores du facteur bénéfice selon

le sexe et le mode habituel dans l’opposition TC vs VP.

Mode habituel Voiture particulière Modes collectifs ferrés

sexe Femmes Hommes Femmes Hommes

Moyenne -0,73869 -0,35048 0,39897 0,33245

Ecart-type 0,77847 1,08999 0,81015 0,89545

Scores du

facteur

"Bénéfice" _{N 24 65 80 73}

L’interaction semble apparaître du fait que, pour les modes collectifs, hommes et

femmes présentent des valeurs similaires, tandis que pour la voiture, les femmes présentent

une valeur deux fois plus élevée que celle des hommes. Il semblerait donc que les femmes

utilisant la voiture valorisent particulièrement moins les items du facteur bénéfice que les

hommes, là où, pour les usagers des TC le sexe n’a presque pas d’impact sur l’importance

perçue des items de ce facteur. Par ailleurs, la différence d’effectif montre bien le moindre

usage de la voiture par les femmes (24 femmes l’utilisent contre 65 hommes), ce qui

participe aussi probablement de cette interaction. Les femmes étant moins utilisatrices de

la voiture, celles qui le font disposent peut-être de raisons spécifiques ou d’un contexte

décisionnel particulier qui rend les items du facteur bénéfice particulièrement moins

important dans leurs choix que pour la moyenne des hommes, très utilisateurs de ce mode.

En termes de compréhension des choix modaux, ce modèle comparant l’usage de la

VP et l’usage des TC ferrés présente directement l’ensemble des prédictions observées

pour les trois modes qui composent cette opposition de choix. Ici encore les préférences

individuelles distinguent ces deux types de mode par le bénéfice d’une part et l’ agrément

et l’identité d’autre part. L’âge produit une forte tendance à préférer de plus en plus la

voiture au fil des années et le sexe désigne une forte tendance des femmes à être plus

utilisatrices des transports collectifs. Les lieux de résidences montrent ici des effets très

nets, soulignant fortement que l’usage de la voiture est d’autant plus privilégié que les

participants vivent loin du centre de l’agglomération parisienne.

117

Dans le document Le processus de décision dans le choix modal : importance des déterminants individuels, symboliques et cognitifs (Page 114-118)