Estimation des équations de sélection

Pour ce faire, il faut avant tout savoir si les termes d’erreurs des équations de sélection sont liés ou non, afin de calculer correctement les inverses des ratios de Mills. Normalement, un modèle Probit bivarié doit être utilisé dans une telle situation. Cependant, étant donné que les tableaux 24 et 25 ont respectivement montré que, pour la taxe, seulement 8 enquêtés sont des Participants déclarés et des Non-Payeurs et que, pour le ticket, ce nombre n’est que de 9, cela n’incite pas vraiment à utiliser ce type de modèle. Une option qui simplifierait considéra-blement le présent chapitre serait de considérer indépendantes les deux règles de décision. Ce qui revient à mobiliser deux modèles Probit univariés, l’un modélisant la décision d’un agent d’être un Participant déclaré, et l’autre celle de cette même personne d’avoir un CAP positif. C’est cette option qui est suivie ici⁸⁹. Les résultats d’estimation de ces modèles sont consignés dans les tableaux 31 et 32.

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2.1.1. Les déterminants de la décision des touristes répondant au questionnaire Taxe de se déclarer Participants, d’une part, et de donner un CAP positif, d’autre part

Le tableau 31 donne les résultats d’estimation des modèles Probit univariés portant sur l’échantillon de touristes soumis au questionnaire Taxe. On retient comme facteurs explicatifs de la décision d’être un Participant déclaré les éléments présentant les différences significatives résumés dans le tableau 27. Pour ce qui est de la décision de manifester un CAP positif, on applique le même procédé, sauf que les facteurs explicatifs retenus proviennent des résultats d’une comparaison entre Payeurs et Non-Payeurs, tous régimes réunis. Ce n’est donc qu’une partie des caractéristiques discriminantes identifiées dans le tableau 29 qui est choisie. La raison justifiant la fusion des régimes pour confronter les Payeurs aux Non-Payeurs réside dans le fait qu’on suppose ici indépendantes les deux règles de décision. En l’absence de cette hypothèse, on aurait retenu tous les éléments distinctifs présentés dans le tableau pré-cité, bien entendu, sous réserve d’absence de problème de multicolinéarité entre ces derniers.

Ces précisions étant apportées, on va maintenant s’intéresser au tableau 31.

En termes de pseudo-R², les deux modèles sont acceptables. L’analyse des valeurs de l’aire sous la courbe ROC renforce cette affirmation, notamment pour le modèle expliquant la probabilité d’avoir un CAP positif. En effet, ces valeurs sont de 76% et 91% respectivement pour le modèle Probit expliquant le choix de se déclarer Participant et pour celui expliquant la décision de consentir à payer un montant positif. Dans le premier cas, le pouvoir explicatif du modèle est faible, l’aire sous la courbe ROC étant comprise entre 70% et 80%. Par contre, dans le second cas, le pouvoir explicatif est excellent, l’aire sous la courbe ROC se situant entre 90% et 100%⁹⁰.

Même si l’objectif ici n’est pas d’analyser les facteurs significatifs, on voudrait tout de même attirer l’attention sur les facteurs RES_PERSO et NATURE parce que leurs impacts se révèlent contraires aux attentes a priori. En effet, le premier montre que si les propriétaires de résidence secondaire dans le golfe sont plus portés que les autres à se déclarer Participants, ils sont, en revanche, plus réticents à signaler un CAP positif. Ce dernier phénomène suggère que dans l’arbitrage effectué par les résidents secondaires, ce sont plutôt les coûts supplémentaires

90 Pour une typologie détaillée de la qualité du pouvoir explicatif d’un modèle à variable qualitative binaire (Probit ou Logit) sur la base des valeurs de l’aire sous la courbe ROC (Area under ROC curve), voir Cahuzac et Bontemps (2008).

Tableau 31- Résultats d’estimation des deux modèles Probit univarié pour la taxe d’hébergement

Scénario : Taxe d’hébergement

PARTICIPANT DECLARE = 1 PAYEUR = 1

Variables explicatives Coefficients p-value Coefficients p-value

Constante - 1.722 (0.802) 0.032** 2.129 (0.746) 0.004*** AGE_MOYEN 0.003 (0.005) 0.480 ns - 0.012 (0.006) 0.061* LOG. REVENU 0.053 (0.094) 0.573 ns BEP_CAP_BAC 0.277 (0.133) 0.038** COUPLE - 0.914 (0.595) 0.125 ns HOMME - 0.596 (0.245) 0.015** NATURE 0.190 (0.163) 0.243 ns - 0.604 (0.265) 0.023** IMP_NEGATIF 0.421 (0.202) 0.037** T_CONCERNE 0.714 (0.129) 0.000*** PDAC_FIN - 0.586 (0.152) 0.000*** - 1.035 (0.243) 0.000*** PDAC_IRRES - 0.544 (0.134) 0.000*** - 0.421 (0.239) 0.079* TFAV_PROG 0.017 (0.125) 0.886 ns 0.485 (0.247) 0.050** VISITE 0.587 (0.256) 0.022** 2.030 (0.319) 0.000*** BALADE 0.193 (0.371) 0.603 ns RES_PERSO 0.282 (0.172) 0.100* - 0.389 (0.229) 0.090* VILLE 0.346 (0.136) 0.011** Log-vraisemblance - 289.674

Pourcentage de prédictions correctes 70% Chi2 de Wald 98.14*** Pseudo-R² (McFadden) 16.50 Aire sous la courbe ROC 76.52% Nombre d’observations 242 - 84.028 94.10% 90.11*** 42.71 91.29% 459

que générerait pour ces touristes la création des réserves, sous l’hypothèse que celles-ci soient financées par un accroissement de la taxe d’habitation, qui l’emportent sur les bénéfices qu’ils en retireraient, notamment en termes d’augmentation de la valeur de leur capital immobilier dans la perspective d’une vente future. Dans ce contexte, le signe négatif de RES_PERSO ne traduit pas un vote de protestation à l’égard des réserves naturelles, d’autant que les résultats statistiques révèlent que les résidents secondaires sont autant très favorables que les autres à la mise en place de celles-ci. Il est plutôt question ici d’une contestation du véhicule de paiement de la part de cette catégorie de sujets, si l’on s’en remet aux statistiques descriptives montrant que, pour l’ensemble des résidents secondaires non-payeurs (14%), pour justifier le refus de payer, la majorité (10%) avance l’argument « je paie déjà assez de taxes ».

Enfin, quant au signe négatif de NATURE, il indique que le fait pour un sondé de dire que la nature est très importante dans le choix de ses pratiques récréatives influe négativement sur sa décision de payer. Ce qui démontre qu’une grande importance accordée à la nature dans le choix des loisirs récréatifs ne garantit pas vraiment une prédisposition de la part des gens à vouloir payer pour sa protection.

2.1.2. Les déterminants de la décision des individus répondant au questionnaire Ticket de se déclarer Participants, d’une part, et de donner un CAP positif, d’autre part

Le tableau 32 présente les résultats d’estimation des modèles Probit univariés concernant l’échantillon de touristes ayant répondu au questionnaire Ticket. Comme cela a été le cas pour la taxe, on retient comme variables explicatives de la décision d’être un Participant déclaré celles présentant les divergences significatives reléguées dans le tableau 28. En raison des problèmes de corrélation entre les couples de variables IMP_POSITIF et IMP_NEGATIF (70.03), NB_SITVIS et VIS_SENE (60.50), HEB_MARCHAND et RES_PERSO (54.00), on ne conserve pas lors de l’estimation du modèle Probit les facteurs IMP_POSITIF, VIS_SENE et HEB_MARCHAND.

S’agissant de la décision de manifester un montant non nul, comme précédemment, les facteurs explicatifs sélectionnés résultent de la comparaison des Payeurs et des Non-Payeurs, tous régimes réunis.

Tableau 32- Résultats d’estimation des deux modèles Probit univariés pour le ticket d’entrée

Scénario : Ticket d’entrée

PARTICIPANT DECLARE = 1 PAYEUR = 1

Variables explicatives Coefficients p-value Coefficients p-value

Constante 0.118 (0.237) 0.618 ns 3.591 (0.509) 0.000*** AGE_MOYEN - 0.020 (0.007) 0.008*** COUPLE - 0.498 (0.164) 0.002*** HOMME - 0.641 (0.225) 0.004*** REG_PARIS 1.186 (0.429) 0.006*** BP_OUEST 0.384 (0.197) 0.051* NATURE 0.344 (0.153) 0.025** CULTURE 0.414 (0.162) 0.011** MONUMENT - 0.260 (0.130) 0.046** NB_SITVIS 0.100 (0.048) 0.037** - 0.206 (0.077) 0.008*** IMP_NEGATIF - 0.400 (0.125) 0.001*** T_CONCERNE - 0.470 (0.214) 0.028** PDAC_FIN - 0.967 (0.159) 0.000*** - 0.417 (0.255) 0.100* PDAC_IRRES - 0.359 (0.140) 0.011** - 0.723 (0.245) 0.003*** PAYE_TICKET 0.255 (0.128) 0.047** RES_PERSO 0.502 (0.191) 0.009*** VILLE 0.621 (0.202) 0.002*** Log-vraisemblance - 287.270 Pourcentage de prédictions correctes 69.00% Chi2 de Wald 95.33*** Pseudo-R² 17% Aire sous la courbe ROC 76.45%

Nombre d’observations 249 - 88.909 93.10% 56.97*** 28.34% 88.00% 464

Si l’on se fonde sur les pseudo-R², il apparait que les modèles sont moyennement bien spécifiés, en particulier celui expliquant la décision d’un touriste de se déclarer Participant. En effet, le pouvoir explicatif de ce modèle est faible, la proportion de l’aire sous la courbe ROC étant de 76%. En revanche, le pouvoir explicatif de l’autre modèle (celui expliquant le choix d’un individu de signaler un CAP positif) est légèrement meilleure (bonne), le pourcentage de l’aire sous la courbe ROC étant de 88%, valeur incluse dans l’intervalle [80 – 90%].

Du point de vue des variables significatives, il est intéressant d’observer, par exemple, que les individus qui ne sont pas du tout d’accord avec l’idée d’une participation financière des touristes à la protection de la nature des zones visitées (PDAC_FIN) et ceux ne partageant pas non plus l’argument stipulant qu’il est irresponsable de refuser de payer pour la protection de nature (PDAC_IRRES) sont non seulement moins prédisposés que les autres à se déclarer Participants mais encore refusent plus souvent de payer pour les réserves. Une autre remarque intéressante qu’il convient de mentionner concerne NB_SITVIS. Alors que ce facteur exerce un effet positif sur la probabilité d’être un Participant déclaré, son impact sur la probabilité de signaler un CAP non nul est plutôt négatif (plus un touriste fréquente de sites naturels dans le golfe moins il accepte de payer pour les réserves). Ce dernier phénomène pourrait s’expliquer par le fait que les sites naturels fréquentés sont considérés par les individus comme des sites substituts aux nouvelles réserves naturelles. Enfin, on notera, que contrairement aux attentes a priori, les personnes se disant très concernées par la protection de la nature (T_CONCERNE) manifestent plus de réticence que les autres à déclarer un montant positif pour les nouvelles réserves. Un résultat qui peut être interprété comme une sorte de protestation de la part des individus concernés contre le principe «utilisateur-payeur» s’appliquant de fait à la nature via l’achat du ticket d’entrée.