La Demande d Eau à Usage Résidentiel en Côte d Ivoire : Une Analyse Econométrique sur Données de Panel.

Dimension: px
Commencer à balayer dès la page:

Download "La Demande d Eau à Usage Résidentiel en Côte d Ivoire : Une Analyse Econométrique sur Données de Panel."

Transcription

1 La Demande d Eau à Usage Résidentiel en Côte d Ivoire : Une Analyse Econométrique sur Données de Panel. Alban THOMAS et Daouda DIAKITE ỵ Février 2005 (Version Préliminaire) Résumé Dans cet article, nous estimons une fonction de demande d eau potable des villes de Côte d Ivoire en présence d une tari cation par tranches progressives. Ce type de tarif entraîne une estimation en deux étapes. Pour ce faire, nous utilisons la spéci cation de prix proposée par Nordin (1976) ainsi que les applications faites sur des données agrégées par Corral and al. (1998) et Martinez-Espiñeira (2003). Sur la base de ces travaux, nous proposons une méthode d approximation des proportions d usagers dans chaque tranche de consommation ; ce qui permet une modélisation ainsi qu une estimation du choix des blocs opéré par les usagers dans la première étape. L estimation de la fonction de demande agrégée qui s ensuit dans la seconde étape fait apparaître une élasticité-prix et une élasticité-revenu assez fortes et signi catives, évaluée respectivement à -0,81 et 0,15. JEL Classi cation : C23, C25, Q11, Q25 Mots clés : Tari cation par blocs, Fonction de demande agrégée, Estimation de la demande. INRA-LEERNA, Université de Toulouse I, Sciences Sociales, Manufactures des Tabacs - Aile Jean Jacques LAFFONT, 21 Allée de Brienne, Toulouse, y INRA-LEERNA, Université de Toulouse I, Sciences Sociales, Manufactures des Tabacs - Aile Jean Jacques LAFFONT, 21 Allée de Brienne, Toulouse, univ-tlse1.fr 1

2 1 Introduction L eau en général et l eau potable en particulier, est au centre de nombreux débats et études. L eau est source de vie et facteur de développement car il existe peu d activités humaines, qu elles soient de production ou de consommation, qui n en soient pas demandeuses. En outre, ce bien économique essentiel possède à ce jour peu de substituts. Au niveau mondial, ses consommations ont augmenté ces trente-cinq dernières années à un rythme annuel de 4 à 8% par an. Selon la Banque Mondiale (World Resources, 1996), 69% des 3240 Km3 d eau douce prélevés chaque année sont utilisés par l Agriculture, 23% par l Industrie et 8% par les usages domestiques. Cependant, bien qu elle soit une ressource indispensable pour toute l humanité, la problématique de l eau se pose en des termes di érents d une région à l autre du monde notamment entre pays développés et pays en voie de développement (PVD). Si les consommations se stabilisent voire diminue dans les pays industrialisés, elles augmentent considérablement dans les PVD en raison de la forte croissance démographique et du début d industrialisation. Dans les pays riches, où les grandes infrastructures de mobilisation de l eau existent depuis longtemps, les questions qui se posent désormais portent plus sur la préservation des nappes phréatiques, l utilisation de l eau, sa qualité, son recyclage etc. En un mot, les caractéristiques économiques du secteur y sont maintenant bien connues et maîtrisées. A l opposé, la situation des PVD, surtout en Afrique Subsaharienne, est di érente à bien des égards, notamment en ce qui concerne la composition de la demande totale en eau, et la con guration des réseaux d alimentation et d assainissement. Cela explique en partie le recours dans ces pays aux opérateurs internationaux pour la gestion et l exploitation du secteur Approvisionnement en Eau Potable (AEP) ainsi que l Assainissement. La Côte d Ivoire n échappe pas à cette donne et depuis 1959, la gestion et l exploitation du service d eau potable sont assurées par la SODECI 1. Dans ce pays, à l instar des autres 1 La Société de Distribution d Eau de Côte d Ivoire (SODECI) a été créée en 1959 avec la compagnie française Société d Amenagement Urbain et Rural (SAUR) comme principal actionnaire. Elle est aujourd hui une société anonyme dont 52% du capital est détenu par des investisseurs privés ivoiriens, 46% par la SAUR et les 2% restants revenant aux fonds d investissements publics. 2

3 pays de la région, il n existe à notre connaissance aucune étude économique sur l eau que ce soit du côté de l o re ou du côté de la demande. Or de telles études constituent des préalables indispensables à toute gestion optimale et/ou équitable de cette ressource. Ainsi, à travers une série de travaux, nous nous proposons d analyser la demande en eau résidentielle, ses coûts d approvisionnement et les modes de tari cation pratiqués par les services de l eau des villes ivoiriennes, a n de dégager des conclusions relatives à la mise en place éventuelle d un système de tari cation sociale. Nous commençons donc par celui-ci où le principal objectif est l estimation de la fonction de demande d eau des ménages en Côte d Ivoire a n d évaluer l élasticité-prix et l élasticité-revenu. La méthodologie utilisée consiste à appliquer les méthodes de panel sur une base de données de 156 communes observées sur cinq ans. Dans ce qui suit, nous faisons d abord une revue de la littérature existante sur le sujet, nous présentons ensuite le modèle économétrique, la structure tarifaire, les données utilisées ainsi que les estimations et résultats de notre étude. En n, nous terminons par une conclusion. L ensemble de notre exposé repose sur les travaux de Corral et al.(1998) et Martinez-Espiñeira (2003), les seuls à ce jour à avoir utilisé les proportions des usagers par blocs dans l estimation d une fonction de demande d eau agrégée avec des données réelles. 2 Revue de Littérature Les premières études sur la demande d eau à usage résidentiel sont apparues aux Etats- Unis à la n des années soixante et soixante dix (Howe et Linaweaver (1967), Gibbs (1978), Danielson (1979), Foster et Beattie (1979)). A cette époque, il était déjà question de réguler, à travers les prix, la demande d eau étant donné une o re coûteuse et limitée. Les économistes d alors ont estimé l élasticité-prix a n d évaluer l impact de toute politique de prix sur la demande domestique. Les années quatre-vingts virent se développer de nombreux travaux avec un intérêt marqué pour l analyse économique et les méthodes économétriques (Billings (1982), Schefter et David (1985), Chicoine, Deller et Ramamurthy (1986), Nieswiadomy et Molina (1989). Les études qui ont suivi (Point (1993), Hansen (1996), Agthe et Billings (1996), Renwick et Archibald (1998), Höglund (1997) ont insisté sur des aspects 3

4 nouveaux de la consommation domestique, notamment l adoption par les ménages d équipements économes en eau ou encore les conséquences en termes de bien-être des politiques de régulation. Par ailleurs, le champ géographique couvert s est progressivement élargi notamment aux pays européens. Comme on le constate, l un des principaux objectifs de la plupart de ces études est le calcul d élasticités (prix et revenu) de la demande d eau et il est de plus en plus fait appel aux outils économétriques sophistiqués. Ainsi, la méthode traditionnelle des Moindres Carrées Ordinaires (MCO) a été progressivement abandonnée au pro t des techniques de variables instrumentales (VI) qui corrigent le biais éventuel de simultanéité causé par la variable prix (Chicoine, Deller et Ramamurthy (1986a et1986b), Jones et Morris (1984), Nieswiadomy et Molina (1989)). De nos jours, on assiste à l utilisation des méthodes de panel dans l estimation des fonctions de demande en eau (Höglund (1997), Nauges et Thomas ((2000) et (2003)), Nauges et Reynaud (2002)). Cependant, une des caractéristiques essentielles de la tari cation de l eau est que ce bien est facturé selon une tari cation par tranches ou blocs (degressifs ou progressifs). Sous une telle tari cation, les ménages ne font pas face à un prix unique mais à un barème composé en général d une charge xe mais et surtout de prix marginaux (prix du mètre cube) di érents selon les niveaux de consommations. Leur contrainte budgétaire est donc non linéaire de même que la fonction de demande qui en découle ; cette dernière étant en outre non di érentiable. Dans le cadre des tari cations par blocs, l estimation économétrique devient plus compliquée en particulier pour traiter simultanément les décisions de choix du bloc de tari - cation et celle du niveau de consommation. Les premières études menées dans le cadre de ce type de tari cation se contentaient d utiliser le prix marginal ou le prix moyen correspondant au bloc dans lequel la consommation du ménage se situe. Taylor (1975) et Nordin (1976) furent les premiers auteurs à proposer des spéci cations qui tiennent compte véritablement de cette structure par blocs. En e et, pour pallier la non prise en compte du barème complet de prix des études antérieures, ils proposent d inclure une nouvelle variable désormais connue dans la littérature sous le nom de "di érence". Cette variable, dé nie comme la différence entre ce que le ménage aurait payé si toutes les unités avaient été facturées au prix de la dernière unité consommée et ce qu il paie e ectivement, est censée représenter l e et 4

5 revenu qu impose cette structure tarifaire. Ainsi, dans le cadre d une tari cation par blocs progressifs cette variable est négative et s assimile à une subvention appliquée aux premières unités consommées en compensation des prix élevés payés pour les unités consommées dans les blocs supérieurs. A contrario, dans une tari cation par blocs dégressifs, elle est positive et agit comme une taxe payée sur les premières unités en compensation des prix bas appliqués dans les blocs supérieurs. En présence d un tarif parfaitement linéaire, la variable di érence est nulle. Par conséquent, le coe cient a ectant cette variable devrait être de signe opposé et équivalent en magnitude à celui qui a ecte le revenu. Cette conséquence théorique donna naissance à une série d études notamment Billings et Agthe (1980), Foster et Beattie (1981) et Howe (1982) a n de tester de sa véracité ; mais à ce jour seuls Shefter et David (1985) ont réussi à véri er empiriquement cette a rmation en utilisant des données simulées. Jusqu au milieu des années 90, il n existait aucune étude sur l eau modélisant de façon explicite le comportement des ménages face à une tari cation multi-blocs. Pionniers sur ce terrain, Hewit et Hanemann (1995), en utilisant le modèle à deux étapes initialement élaboré par Burtless et Hausman (1978) puis Mo tt (1986 et 1990), proposent une modélisation en deux étapes de la demande d eau où les ménages dans un premier temps choisissent leur bloc de consommation et dans un second temps maximisent leur utilité globale sous contrainte budgétaire. La première étape de ce modèle fait appel aux techniques de choix discrets pour estimer la probabilité que la consommation d un ménage soit dans un bloc donné. Shefter et David (1985), bien qu ayant fait des hypothèses sur la distribution des ménages entre les blocs, n ont pas explicité la méthode d obtention des proportions d usagers dans chaque bloc. Corral et al. (1998) ainsi que Martinez-Espiñeira (2003), forts de ces di érentes avancées, utilisent certes des données réelles dans les estimations mais celles-ci ne sont disponibles que pour seulement trois municipalités. En général, les données sur le nombre d abonnés dans les tranches ne sont pas disponibles. Pour notre part, ne disposant pas de telles données, nous faisons des hypothèses assez réalistes a n de les approximer. 5

6 3 Modèle Le système de tari cation en vigueur dans notre étude est du type "blocs progressifs". Ce type de tarif se matérialise par une contrainte de budget non linéaire. Si nous désignons par m le nombre de blocs de consommation dans le tarif, la contrainte budgétaire à laquelle fait face un ménage représentatif 2 s écrit comme suit : I d 1 = P 1 x + y si x est dans la tranche 1 (1a) I d 2 = P 2 x + y si x est dans la tranche 2 (1b) ::: (1c) I d m = P m x + y si x est dans la tranche m (1d) Où I est le revenu du ménage, d i la variable di érence de la i eme tranche, P i le prix du mètre cube( m 3 ) d eau dans la i eme tranche, x le volume d eau consommé par le ménage, et y, pris comme numéraire, un bien composite des autres biens consommés par le ménage. La variable di érence dé nie ici est celle proposée par Nordin (1976) en utilisant les notations de Corral and al. (1998) 3, j + 1. d i = Xi 1 j=1 (P j P j+1 )x j (2a) d 1 = 0 (2b) Où x j est la borne supérieure de la tranche j et donc la borne inférieure de la tranche 2 Dans notre étude, nous disposons de données agrégées à l échelle de la ville. Nous les divisons par le nombre d abonnés au service eau pour chaque ville pour obtenir des données par abonné ou ménage représentatif. Nous obtenons donc 156 ménages représentatifs. 3 Dans cet article, la variable di érence est dé nie comme suit : Xi 1 d i = fc j=1 où d 1 = fc (P j P j+1 )x j Elle est l opposée de celle de Taylor (1975) et Nordin (1976) et dans notre cas, fc = 0 car les ménages ne font pas face à des charges xes. 6

7 Comme mentionné dans la section précédente, la spéci cation correcte des fonctions de demande dans ces conditions nécessite deux étapes. Dans la première étape, l usager détermine, en choix continu, son niveau optimal de consommation à l intérieur de chaque segment de la contrainte de budget (on parle alors de demandes "conditionnelles") ; et dans la seconde, il détermine en choix discret la demande conditionnelle qui maximise son utilité globale. Finalement, la combinaison des solutions issues de ces deux choix (continu et discret) donne une fonction de demande dite "non conditionnelle"). Cette dernière peut être écrite comme suit : x = b 1 x 1(P 1 ; I d 1 ) + b 2 x 2(P 2 ; I d 2 ) + ::: + b m x m(p m ; I d m ) + c 1 x 1 + c 2 x 2 + ::: + c m 1 x m 1 (3) Où x i désigne le niveau optimal de consommation conditionnée au fait d être dans la i eme tranche pour i = 1; 2; :::; m ; b 1 = 1 si x 1(P 1 ; I d 1 ) x 1 ; b 1 = 0 sinon ; (4a) b i = 1 si b i1 > 0 et b i2 > 0 ; b i = 0 sinon ; pour i = 1; 2; :::; m 1 (4b) b m = 1 si x m 1 < x m(p m ; I d m ) b m = 0 sinon ; (4c) c i = 1 si bc i1 > 0 et b i2 > 0 ; c i = 0 sinon ; pour i = 1; 2; :::; m (4d) b bi1 = x i x i (P i ; I d i ) ; (4e) b bi2 = x i (P i ; I d i ) x i 1 ; (4f) bc i1 = x i (P i ; I d i ) x i ; (4g) bc i2 = x i x i+1(p i+1 ; I d i+1 ): (4h) Pour tenir compte des données agrégées dont nous disposons, la spéci cation correcte du modèle économétrique requiert l agrégation des fonctions de demandes individuelles dé nies dans l équation (3). Soit n le nombre total d abonnés dans une commune donnée 4, n j et 4 En Côte d Ivoire, l unité d observation selon la terminologie de la SODECI, est le Centre d Imputation. Cependant dans la plupart des cas, le centre d imputation correspond à une commune. Dans quelques cas, soit une grande commune est subdivisée 7

8 q j le nombre d abonnés et la consommation moyenne dans la tranche j, x ij(:) la demande conditionnelle du consommateur i dans la tranche j et Q j = P n i=1 b ix ij(:). La sommation sur l ensemble des abonnés de la commune donne la fonction de demande agrégée suivante : Q = Xi 1 j=1 [b 1 x i1(p 1 ; I d 1 ) + b 2 x i2(p 2 ; I d 2 ) + ::: + b m x im(p m ; I d m )] (5a) = Q 1 (P 1 ; I d 1 ) + Q 2 (P 2 ; I d 2 ) + ::: + Q m (P m ; I d m ) (5b) = n 1 q 1 (P 1 ; I d 1 ) + n 2 q 2 (P 2 ; I d 2 ) + ::: + n m q m (P m ; I d m ) (5c) La composante discrète du choix des consommateurs détermine le nombre n j de ménages qui se situe dans la tranche j tandis que la composante continue dé nit la consommation moyenne q j (:) des ménages conditionnée au fait d être situé dans la tranche j. Ainsi, comme remarquée à juste titre par Corral et al. (1998), la structure de la fonction de demande non conditionnelle au niveau des données individuelles est préservée dans la fonction de demande agrégée 5. Pour prendre en compte la dispersion du nombre d abonnés entre villes une normalisation s avère nécessaire. En divisant la demande totale de chaque ville par le nombre total d abonnés de cette ville, on aboutit à la fonction suivante : q = Q n = n 1 n q 1(P 1 ; I d 1 ) + n 2 n q 2(P 2 ; I d 2 ) + ::: + n m n q m(p m ; I d m ) (6a) = s 1 q 1 (P 1 ; I d 1 ) + s 2 q 2 (P 2 ; I d 2 ) + ::: + s m q m (P m ; I d m ) (6b) où q est la consommation moyenne par ménage et s j est la proportion de ménages dont la consommation se situe dans la tranche j. Comme dorénavant admis par la plupart des auteurs, des variables socioéconomiques sont à inclure dans la fonction de demande. En prenant en compte la dimension temporelle des données, ces variables additionnelles et le en centres d imputation, soit de petites communes proches sont rassemblées ou ajoutées à des grandes pour former un tel centre. Puisque cela ne change pas l analyse, nous désignerons comme il est de coutume dans les travaux sur la demande d eau les centres d imputation par "commune" ou "ville". 5 Ces auteurs notent cependant la non prise en compte par la demande agrégée des ménages situés aux "coudes" des contraintes budgétaires. Tout comme eux, une étude statistique de nos données montre très peu de points de ce type dans la base. 8

9 terme d erreur permettent d écrire la fonction agrégée sous la forme suivante : q t = s 1t q 1t (P 1t ; It d 1t ; Z t =) + s 2t q 2t (P 2t ; It d 2t ; Z t =) + ::: + s mt q mt (P mt ; It d mt ; Z t =) (7) où t, est un indice de temps, Z la matrice des variables socioéconomiques, le vecteur des paramètres à estimer, et " le terme d erreur. Si nous supposons une forme linéaire pour la demande, et en tenant compte de nos données, la fonction à estimer s écrira explicitement : m P m P q t = s it :p it + s it :(I t d i ) + Z t + " t (8) i=1 i=1 où est le vecteur des paramètres inconnus associés à la matrice Z. Puisque les proportions ou probabilités s ij d être situé dans une tranche quelconque, à l image des demandes conditionnelles elles-mêmes, dépendent des préférences et par conséquent sont corrélées avec le terme d erreur, il serait inapproprié d utiliser leurs valeurs observées pour estimer l équation (8). Pour résoudre ce problème on estime les proportions ou probabilités, bs i, de ménages situées dans les di érentes tranches. Cette étape, en fait la première de l estimation en deux étapes ci-dessus décrite, est entreprise en appliquant un modèle logit multinomial dont la forme générale est : P rob[choix du bloc i] = e0 i Xt Pi e0 i Xt, i = 0; 1; :::; M: (9) Dans ce logit, la variable à expliquer est la proportion des ménages dans chaque tranche et la matrice X est constituée de variables socioéconomiques et techniques spéci ques à chaque commune. Une fois les proportions estimées, elles sont utilisées, en lieu et place des valeurs observées, pour pondérer les prix marginaux par tranches ainsi que la variable obtenue en additionnant le revenu et la variable di érence comme fait par Corral et al. (1998). La seconde étape consiste à estimer l équation (8) au moyen des techniques de données de panel. Contrairement à Corral et al. (1998) ainsi que Martinez-Espiñeira (2003), nous ne disposons pas du nombre d abonnés dans chaque tranche. Pour résoudre ce problème, à l instar de Shefter et David (1985), nous faisons l hypothèse suivante : le rapport entre le nombre d abonnés de deux tranches est proportionnel au rapport entre le volume d eau facturé dans 9

10 ces tranches. Ce coe cient de proportionnalité est spéci que à chaque commune et est calculé à partir des e ets xes obtenus en régressant le logarithme du rapport des quantités sur les variables de la matrice X ci-dessus dé nie. Plus concrètement, reprenons le logit multinomial de l équation (9). Ce modèle est utilisé pour des bases de données où les éléments de la matrice X ne sont pas les caractéristiques des choix à opérer mais celles des individus observés ; ces caractéristiques étant les mêmes pour les di érents résultats possibles du choix. Considérons le ménage k de la ville j à la date t P rob[menage k choisit bloc i] = e0 i X kjt P, i = 1; 2; :::; m: (10) i e0 i X kjt En incluant dans X les variables socioéconomiques propres aux communes et en prenant la tranche 1 comme modalité de référence, on peut réécrire l équation (10) sous la forme du système suivant de (m 1) équations : sjit log = 0 ix kjt + " jit, i = 2; :::; m: (11) s j1t où s jit est la proportion de ménages dans la tranche i à la date t et dans la ville j. Notre hypothèse énoncée ci-dessus est la suivante : ) log sjit s j1t s jit = V jit : s j1t V ij (:) (12a) j1t Vjit = log + log ij (:) (12b) Sur la base de cette dernière égalité et ne connaissant pas les proportions de ménages nous estimons le système suivant : Vjit log = ij + 0 ix kjt + " jit, i = 2; :::; m: (13) V j1t Où V jit est le volume total d eau facturé dans la tranche i à la date t et dans la ville j ; et ij le vecteur des e ets xes 6. L estimation du système d équations dé ni en (13) donne 6 Il y a autant de vecteurs d e ets xes qu il y a d équations ie (m 1). V j1t 10

11 le système suivant : ) Vjit d log d log V j1t Vjit V j1t = c ij + b0 ix kjt, i = 2; :::; m: (14a) c ij = b 0 ix kjt, i = 2; :::; m: (14b) Les équations (12b) et (14b) conduisent aux égalités suivantes : d log ij (:) = c ij, i = 2; :::; m: (15a) c ij = e d ij, i = 2; :::; m: (15b) ds jit s j1t = d V jit V j1t :e d ij, i = 2; :::; m: (15c) Au total, une fois estimer le système d équation (13), les e ets xes et les rapports entre volumes pour chacune des équations du système sont récupérés pour ensuite calculer les rapports des proportions dé nies par l équation (15c). En tenant compte de l égalité P m i=1 bs jit = 1, nous déterminons en n les proportions d abonnés dans chaque tranche de facturation. 4 Structure tarifaire et accès au service Les modalités de xation du prix de l eau sont déterminées dans le contrat de concession 7 signé en 1987 entre le gouvernement ivoirien et la SODECI. Ce contrat prévoit en principe une révision tarifaire tous les cinq ans. Comme la plupart des pays de la région, la SODECI applique un tarif par tranches progressives où le prix du mètre cube augmente avec le niveau 7 De 1959 à ce jour, di érents contrats ont été signés et exécutés entre les deux parties. Celui qui les lie présentement et ce jusqu en 2005 n est pas une convention de concession stricto sensu mais un système hybride à cheval entre concession et a ermage. La SODECI s occupe principalement de la production et de la distribution de l eau potable. Elle est le concessionnaire exclusif de l ensemble du patrimoine de production et de distribution publique urbaine d eau potable sur toute l étendue du territoire national. Elle prend soin de l assainissement et des stations d épuration de la ville d Abidjan. C est une société à structure décentralisée avec un siège central à Abidjan ainsi que 10 directions régionales et 176 centres de production disséminés à travers le pays. 11

12 des volumes d eau consommé. Cette structure tarifaire a deux objectifs : la subvention des petits consommateurs (présumés pauvres) par les gros consommateurs d une part et la réduction du gaspillage d eau d autre part. Le prix de l eau en Côte d Ivoire se compose du prix maximal ou rémunération du concessionnaire ; d une taxe sur la valeur ajoutée assise sur la rémunération du concessionnaire ; et d une taxe spéciale sur la consommation d eau destinée à alimenter le Fonds National de l Eau (FNE) et le Fonds de Développement de l Eau (FDE). La structure tarifaire a connu de légères modi cations sur la période d étude ( ) en passant du tarif 17 au tarif 18 (voir annexe). Dans cette tari cation nous avons sept blocs de facturation, mais seulement les quatre premiers nous intéressent car destinés aux ménages. Aussi, les deux premiers blocs ( forfait et tranche sociale) peuvent-ils être regroupés en un seul bloc car ayant le même prix marginal. A n de promouvoir une augmentation de la desserte en eau potable par les branchements domiciliaires, les responsables du secteur AEP urbain ont mis en place au milieu des années quatre vingts une politique de subvention des raccordements domestiques très incitative. Cette politique sociale répond à l aspect obligation de service universel du contrat (fourniture de service de bonne qualité et accessible à tous). La subvention concerne exclusivement les branchements de diamètre 15 mm (ce qui devrait approximativement limiter le débit disponible aux besoins domestiques), et dans une limite de 12 mètres entre la canalisation principale et le compteur posé en domaine public. Au-delà de cette limite, les frais supplémentaires de raccordement sont à la charge de l abonné, de même que ceux des installations après compteur, et les plus-values pour traversées de routes,etc. Cette subvention permet aux demandeurs d accéder au branchement pour un coût de CFA (30 euros) au lieu de CFA (288 euros). Les critères d attribution des branchements subventionnés sont très peu contraignants : le branchement ne doit pas avoir un usage commercial (en particulier, il ne doit pas servir à la revente) et ne pas alimenter plus de quatre robinets. Ce critère de standing a été mis en place en 1998 pour limiter l accès aux subventions aux demandeurs modestes. Pour obtenir un abonnement, le demandeur doit également présenter un titre d occupation (titre de propriété ou attestation d accord du propriétaire pour un locataire). De plus, en 1998, les branchements de chantier (pas de contrôle possible du nombre de ro- 12

13 binets) et les branchements réalisés dans le cadre d opérations immobilières ont été exclus du champ de la subvention. La politique de promotion se traduit par la satisfaction systématique de toutes les demandes répondant aux critères ci-dessus. Ainsi, entre 1986 et 1998, branchements neufs ont été réalisés dont subventionnés (soit 91%) et payants ou normaux (tout diamètre et utilisateurs confondus). Cette politique de subvention, désormais le mode normal d obtention d un branchement neuf, a très clairement permis une augmentation sensible du nombre d abonnés (+ 87% entre 1987 et 1997). Cependant, le succès de cette stratégie de branchements subventionnés repose sur la solidité nancière et la bonne gestion du FDE. La capacité de ce fonds à nancer cette politique dépend du nombre relatif d abonnés existants et de nouveaux abonnés. Ainsi à partir de 2002, le gouvernement s est vu dans l obligation d ajouter de nouveaux critères a n de réduire le nombre de ménages éligibles. Désormais, le nombre maximal de points d eau (robinets) dépendant du branchement ne doit pas excéder trois ; sur un lot d habitation ne peut être réalisé qu un seul branchement et en n, le nombre total de branchements à subventionner par an ne doit pas excéder dix mille (10 000). 5 Données Pour cette étude, les données sur les consommations, les prix, les abonnés, ont été collectées essentiellement auprès de la SODECI, en particulier à la Direction du Budget et à la Direction Facturation et Action Marketing. Nous disposons pour l ensemble du pays de données sur la période Sur l ensemble, nous avons retenu dans notre échantillon les 156 communes connectées au réseau de distribution d eau potable avant le début de période (1998) 8. Ceci nous donne un échantillon en panel cylindré de 780 observations. Les données socioéconomiques ont été collectées auprès de l Institut National de la 8 Nous nous sommes arrêtés à 2002 car depuis octobre de cette année là, suite à une rebellion armée, la Côte d Ivoire se trouve coupée en deux. La guerre a entraîné de vastes mouvements de populations et les données disponibles pour la partie sous contrôle rebelle sont des approximations. 13

14 Statistique (INS) et sont issues du recensement général de la population et de l habitat de 1998 ainsi que des enquêtes niveau de vie des ménages de 1998 à Les données utilisées sont toutes des données annuelles. Des données complémentaires ont été collectées auprès de la Direction de l Eau du Ministère des Infrastructures Economiques. Les données sur la consommation d eau sont obtenues par le biais des recettes contenues dans les rapports nanciers de la SODECI. Ces recettes sont disponibles par tranche, par commune et par année pour toutes les communes du pays. Sur la base de ces rapports, nous calculons les consommations totales et moyennes pour les di érentes communes. Le système tarifaire est le même pour les 156 communes à cause de la politique de péréquation des prix en vigueur dans le pays. En termes nominaux, ces prix n ont pratiquement pas varié durant la période d étude. Ils ont cependant été dé atés au moyen de l indice des prix à la consommation en prenant l année 1998 comme base. Par ailleurs, il importe de souligner que le tarif en vigueur ne comporte pas de partie xe. Une fois payé les frais de raccordement au service, les abonnés font face à une facture de montant égal à leur consommation multipliée par le prix des mètres cubes selon les tranches. La variable revenu utilisée est en fait les dépenses totales moyennes des ménages au cours de l année que nous assimilons au revenu permanent. En e et, il n existe pas en Côte d Ivoire une base de données able à l échelle nationale sur le revenu imposable des ménages. Cela ajouté à la part prépondérante du secteur informel dans le pays font des dépenses la meilleure approximation des revenus. Les données de la SODECI permettent d avoir pour chaque année et pour chaque commune, les dépenses totales en eau de ses abonnés. Quant à l INS, ses di érentes enquêtes sur le niveau de vie des ménages permettent de calculer au niveau des régions les parts des dépenses en eau dans les dépenses totales des ménages. En fusionnant ces deux bases, nous obtenons les dépenses totales des ménages par année et par commune. Il su t donc de diviser les dépenses ainsi obtenues par le nombre d abonnés dans chaque commune pour obtenir notre variable revenu.tout comme le prix, cette variable a également été dé atée avec 1998 comme année de base. Les dé nitions des autres variables ainsi que les statistiques descriptives de l ensemble des variables utilisées dans l étude sont données en annexe. 14

15 6 Estimation et résultats L analyse économétrique commence par l estimation du système d équations (13) qui découle du logit multinomial a n d obtenir les proportions de ménages dans chaque tranche. Puisqu il y a trois blocs de facturation dans le barème tarifaire, le système (13) se compose de deux équations dans notre étude. Les deux variables à expliquer sont le logarithme du rapport des volumes d eau A21 et A31 et les variables explicatives sont REV 2, V IMP V, ABSNX, LP 21.et LP Ces deux dernières variables sont des variables de prix et représentent le rapport entre prix moyen du mètre cube d eau dans chaque bloc. Une des hypothèses fondamentales du logit que nous utilisons étant l identité des caractéristiques pour les di érents résultats possibles du choix, nous contraignons les coe cients de ces deux variables à être les mêmes dans le système estimé et les considérons ainsi comme une caractéristique des communes. Pour l estimation de ce système, la procédure Within + Triples Moindres Carrées 10 a été utilisée sur un panel cylindré de 780 observations. L inconvénient de cette méthode est qu elle fait disparaître les variables qui ne varient pas dans le temps. Mais ce faisant, elle élimine également les e ets xes évitant du coup une éventuelle corrélation de ces e ets avec certaines variables explicatives. Ayant tous nos régresseurs variants dans le temps, l utilisation de cette procédure est donc bien appropriée pour notre étude 11. Par ailleurs, la présence des impayés (V IMP V ) dans les équations expose notre système à un éventuel biais d endogénéité. La prise en compte de cette éventualité nous conduit aux 9 Voir en annexe la dé nition de ces di érentes variables. 10 Pour ce faire, nous avons initialement transformé les variables selon la procédure Within et ensuite appliqué les TSLS aux variables transformées. 11 Bien que convergent, l estimateur within associé au modèle à e ets xes n est pas e cace en petit échantillon. 15

16 estimations dont les résultats sont reportés dans le tableau suivant : Table1 : Résultats de la regression du système Variables Système 1 Système 2 Système 3 Log(A21) Log(A31) Log(A21) Log(A31) Log(A21) Log(A31) Constante Rev ,0071 0,002-0,005 0,003 0,006 (- 6,11 ) (- 1,89 ) (3,19 ) (- 1,07) (3,69 ) (1,61 ) Vimpv - 0,0016-0,0016-0,01-0,1 (- 1,95 ) (0,29) (- 2,94 ) (- 3,82 ) Vimp21-0,008 (- 2,12 ) Vimp31-0,008 (- 2,12 ) Absnx - 0,003-0,04-0,003-0,04-0,003-0,04 (- 5,43 ) (- 10,20 ) (- 6,25 ) (- 11,1 ) (- 5,56 ) (- 10,26 ) Lp21-1,39-1,43-1,38 (- 20,34 ) (- 21,19 ) (- 19,83 ) Lp31-1,39-1,43-1,38 (- 20,34 ) (- 21,19 ) (- 19,83 ) Resid21 0,01 (2,57 ) Resid31 0,1 (3,97 ) Les nombres entre parenthèses sont les t de student. = Signi cativité à 1%, = Signi cativité à 5%, = Signi cativité à 10% Le système 1 est l estimation du logit multinomial décrit plus haut en supposant que les impayés sont exogènes. Le système 2 représente le test du biais d endogénéité, une version 16

17 du test d endogénéité de Hausman, proposé par Nakamura et Nakamura (1981) 12. Les biais d endogénéité (Résid21 et Résid31) sont très signi catifs dans ce système ce qui nous permet de rejeter l hypothèse d exogénéité des impayés. Le système issu du logit est donc à nouveau estimé en prenant les valeurs prédites des impayés (V imp21 et V imp31)et non leurs valeurs observées. Pour respecter les hypothèses du logit utilisé, nous avons contraint les coe cients de V imp21 et V imp31 à être égaux. Les résultats de cette dernière estimation sont donnés par le système 3 du tableau1. Tous les coe cients de ce système sont signi catifs et ont le signe attendu. Ainsi, l équation 1 montre que le revenu a un e et positif sur la probabilité de choisir le bloc 2 par rapport au bloc 1 tandis que les impayés, le prix relatif et la proportion d abonnés subventionnés dans les nouveaux abonnés ont un e et négatif sur la probabilité de choisir le bloc 2 par rapport au bloc 1. On retrouve les mêmes conclusions dans l équation 2 pour le choix entre les blocs 1 et 3. Ces résultats restent valables lorsqu on change de bloc de référence. Ainsi, lorsque le bloc 3 est pris comme modalité de référence, tous les coe cients changent de magnitude mais et surtout de signe. Lorsque c est le bloc 2 qui est pris comme référence, le revenu a un e et positif sur la proportion de ménages qui choisissent le bloc 3 et un e et négatif sur la proportion de ceux qui choisissent le bloc 1. D autres régressions du même type de systèmes avec d autres variables de prix ont été menées et con rment les résultats précédents. Mais de toutes ces spéci cations, celle dont les coe cients sont reportés dans le tableau 1 (système 3) produit de loin les meilleurs résultats. Ainsi, nous les gardons pour la suite de notre exposé. Par ailleurs, l analyse des statistiques descriptives des rapports entre volumes prédits par le modèle et les proportions de ménages dans les blocs qui s ensuit est assez instructive (voir annexe). En e et, d un côté, le modèle prédit parfaitement les di érentes variables à expli- 12 Pour ce test, on estime d abord l équation en supposant une absence totale d endogénéïté (système 1). Ensuite, la variable suspecte (Vimpv) est regressée sur les autres variables de l équation en y ajoutant d autres variables censées être exogènes (Rendt et Vmenv). On y récupère les résidus (Resid21 et Resid31), dénommés biais d endogénéïté, que l on ajoute comme variable explicative dans la première équation pour estimer à nouveau cette dernière (système 2). Si le biais d endogénéïté n est pas signi catif, on accepte l hypothèse d exogénéïté et la toute première estimation est valide. Par contre, si le biais d endogénéïté est signi catif, l hypothèse d exogénéïté est rejetée et on estime de nouveau l équation initiale (système 3) mais en remplaçant la variable suspecte (Vimpv) par sa prédiction (Vimp21 et Vimp31). 17

18 quer du système d équations estimé et de l autre, les proportions de ménages approximées montrent que notre hypothèse n implique pas forcément proportionnalité entre volume d eau facturé dans un bloc et le nombre de ménages de ce bloc. Ainsi, on constate que le bloc 1 qui enregistre en moyenne 53% des volumes d eau facturés ne contient en moyenne que seulement 37% des ménages. Par contre le bloc 2 qui compte pour 42% des volumes d eau facturés contient 55% des ménages. Quant au bloc 3, il compte 5% et 8% respectivement pour les volumes d eau et le nombre de ménages. Le bloc 2 étant la tranche du milieu et vu son épaisseur (72 m 3 ) contre (18 m 3 ) au bloc 1, ces approximations semblent assez proches de la réalité. L étape suivante de notre étude consiste à déterminer les proportions estimées. Pour ce faire, comme indiqué dans la section 3, nous récupérons les e ets xes dans les équations 1 et 2 du système 3 précédent a n de calculer le coe cient qui permet de passer du rapport entre volumes au rapport entre proportions. Une fois obtenues grâce à l équation (15c), les proportions sont utilisées pour créer les variables prix marginal moyen revenu net moyen d Revdiff = P 3 i=1 bs ijt(i jt Sprix d = P 3 i=1 bs ijtp t et d i ) 13. Ces deux variables ainsi créées mesureront respectivement dans l estimation de l équation agrégée, l in uence du prix et du revenu. Pour compléter la fonction de demande, nous y avons inclus d autres variables telles que le nombre de personnes ayant accès à l eau potable grâce à un branchement domiciliaire Acces, le rendement du réseau de distribution (Rendt) et l équivalent en volume d eau des impayés de facture (V impayes). La demande d eau ainsi spéci ée est estimée par trois méthodes : Les Moindres Carrées Ordinaires avec des écarts-types robustes (modèle 1), W ithin sans des écarts-types robustes (modèle 2), W ithin avec des écarts-types robustes (modèle 3). L avantage de l usage de la procédure W ithin est qu elle traite le possible biais d endogénéité en éliminant les e ets xes. Par ailleurs, à titre de comparaison, nous avons estimé un autre modèle (modèle 4) avec une spéci cation totalement di érente des variables de prix et de revenu. Pour obtenir cette variable de prix, nous ignorons totalement les blocs en calculant 13 Vu le peu de variabilité des prix et donc de la variable di érence nous ne dissocions pas cette variable du revenu comme originellement préconisé par Taylor (1975) et Nordin (1976). Avec la spéci cation retenue, on ne peut tester la relation entre la variable di érence et le revenu suggérée en théorie. 18

19 un prix moyen par année et par commune. Ce prix moyen est égal à la recette totale collectée auprès des ménages (vente d eau ajoutée au frais de connections et autres dépenses liées à l eau) divisée par le volume total d eau distribué aux ménages. Ce prix est également dé até avec toujours 1998 comme année de base. En substituant cette nouvelle variable de prix et le revenu (dé ni dans la section 5) aux variables la fonction de demande d eau est estimée, dans une spéci cation log Sprix d et Revdiff d précédemment dé nies, log, avec la procédure W ithin 14. L ensemble des résultats de ces di érentes estimations est reporté dans le tableau 14 Nous procédons ici à deux tests d Hausman. Le premier consiste à étudier l endogénéité de la variable prix utilisée. Ce test conduit à accepter l exogénéité du prix. Le second test consiste à étudier la présence d e ets xes. Il rejette l hypothèse d exogénéité ; d où la présence d e ets xes. L analyse n a pu être conduite jusqu aux estimations plus e cientes proposées par Breush, Schmidt et Mizon (1989) faute d instruments valides. 19

20 ci-après : Tableau 2 : Résultats des estimations Modèle Constante 154, (5,66 ) Sprix - 4,17-4,66-4,66 (- 4,82 ) (- 15,70 ) (- 9,37 ) Lprix - 0,58 (- 27,82 ) Revdi 0,15 0,074 0,074 (4,12 ) (12,57 ) (3,95 ) Lrevenu 0,52 (28,62 ) Vimp 0,13 0,04 0,04 0,005 (3,00 ) (3,46 ) (4,74 ) (1,21) Acces 0,47-0,83-0,83-0,40 (5,70 ) (- 6,37 ) (- 7,31 ) (- 16,48 ) Rendt 0,36 0,53 0,53 0,18 (3,23 ) (8,86 ) (5,90 ) (6,36 ) R 2 et Within 0,55 0,54 0,54 0,75 N Elast-prix - 0,73-0,81-0,81-0,58 (- 4,86 ) (- 15,6 ) (9,35 ) (- 27,82 ) Elast-rev 0,30 0,15 0,15 0,52 (4,11 ) (11,53 ) (4,05 ) (28,62 ) Les nombres entre parenthèses sont les t de student. = Signi cativité à 1%, = Signi cativité à 5%, = Signi cativité à 10% 20

Simulations de l impact de politiques. économiques sur la pauvreté et les inégalités

Simulations de l impact de politiques. économiques sur la pauvreté et les inégalités Simulations de l impact de politiques économiques sur la pauvreté et les inégalités L analyse de l évolution des conditions de vie et des comportements des classes moyennes, à la lumière de l observation

Plus en détail

Simulation et première évaluation de ce dispositif

Simulation et première évaluation de ce dispositif les notes N 2 / 29 septembre 2011 Faut il revenir sur la défiscalisation des heures supplémentaires? Simulation et première évaluation de ce dispositif Éric Heyer Parmi les mesures du plan d économies

Plus en détail

TARIFICATION EQUITABLE DE L EAU POTABLE

TARIFICATION EQUITABLE DE L EAU POTABLE MISE EN PLACE D UNE TARIFICATION EQUITABLE DE L EAU POTABLE Dossier de Presse www.dax.fr GRÂCE À une tarification de l eau plus équitable, à une gratuité des premiers 30m 3 consommés et à des paliers de

Plus en détail

Les Prix de l'eau Potable et de l'assainissement Collectif

Les Prix de l'eau Potable et de l'assainissement Collectif Les de l'eau Potable et de l'assainissement Collectif 77 Les de l'eau Potable et de l'assainissement collectif Composantes du prix de l'eau Le prix de l eau potable et de l'assainissement collectif comprend

Plus en détail

La demande d eau potable à La Réunion Estimation à partir de données d enquête

La demande d eau potable à La Réunion Estimation à partir de données d enquête La demande d eau potable à La Réunion Estimation à partir de données d enquête Marie-Estelle BINET y Fabrizio CARLEVARO z Michel PAUL x Décembre 2012 Résumé On procède dans cet article à l estimation d

Plus en détail

DARNETS. Mairie de SEPTEMBRE 2002. Corrèze A. UNE OBLIGATION B. ROLE DES ELUS C. LA GESTION DE L ASSAINISSEMENT D. LES RESPONSABILITES

DARNETS. Mairie de SEPTEMBRE 2002. Corrèze A. UNE OBLIGATION B. ROLE DES ELUS C. LA GESTION DE L ASSAINISSEMENT D. LES RESPONSABILITES Mairie de DARNETS Corrèze SEPTEMBRE 2002 19300 Darnets Tél. : 05.55.93.09.91 Fax. : 05.55.93.13.06 Email : mairiededarnets@wanadoo.fr A. UNE OBLIGATION B. ROLE DES ELUS C. LA GESTION DE L ASSAINISSEMENT

Plus en détail

Estimation des élasticités de demande des amandes de noix d anacarde au Bénin à partir d un modèle AIDS

Estimation des élasticités de demande des amandes de noix d anacarde au Bénin à partir d un modèle AIDS Résumé Estimation des élasticités de demande des amandes de noix d anacarde au Bénin à partir d un modèle AIDS Laurent OLOUKOÏ 1 et Patrice Y. ADEGBOLA 2 Cet article utilise les données issues de l enquête

Plus en détail

AUNEGE Campus Numérique en Economie Gestion Licence 2 Comptabilité analytique Leçon 9. Leçon n 9 : les coûts variables et le seuil de rentabilité

AUNEGE Campus Numérique en Economie Gestion Licence 2 Comptabilité analytique Leçon 9. Leçon n 9 : les coûts variables et le seuil de rentabilité Leçon n 9 : les coûts variables et le seuil de rentabilité 1 Marge Seuil Zone sur Coûts coûts de de rentabilité profi pertes variables xes ts M = m x Q PLAN DE LA LEÇON : 1.LES COÛTS VARIABLES : OBJECTIFS

Plus en détail

Analyser. janvier 2010. La réforme de la taxe professionnelle. La CFE, cotisation foncière des entreprises. Fiche technique

Analyser. janvier 2010. La réforme de la taxe professionnelle. La CFE, cotisation foncière des entreprises. Fiche technique La réforme de la taxe professionnelle janvier 2010 Fiche technique La réforme de la taxe professionnelle a été adoptée en loi de finances pour 2010. Le texte comporte, d une part, un volet «entreprises»

Plus en détail

Université d Orléans - Maitrise Econométrie Econométrie des Variables Qualitatives

Université d Orléans - Maitrise Econométrie Econométrie des Variables Qualitatives Université d Orléans - Maitrise Econométrie Econométrie des Variables Qualitatives Examen Décembre 00. C. Hurlin Exercice 1 (15 points) : Politique de Dividendes On considère un problème de politique de

Plus en détail

Atelier d économétrie

Atelier d économétrie Atelier d économétrie Chapitre 4 : Le problème de la multicolinéarité : application sous SAS Vincent Bouvatier Université de Paris Ouest - Nanterre La Défense Bâtiment G, bureau 308A vbouvatier@u-paris10.fr

Plus en détail

Estimation d un modèle de choix discret/continu dans un contexte de prix non linéaires

Estimation d un modèle de choix discret/continu dans un contexte de prix non linéaires Estimation d un modèle de choix discret/continu dans un contexte de prix non linéaires N-D Yameogo 1 J-T Bernard 2 et D. Bolduc 3 Département d économique, Université Laval Avril 2006 1 Étudiante au doctorat

Plus en détail

EÉ tude sur le tourisme et le commerce

EÉ tude sur le tourisme et le commerce EÉ tude sur le tourisme et le comce Annexe technique Services analytiques de Deloitte Yunfan Li, Aditya Sane et Tom Peters Contexte On reconnaît l influence présumée du voyage sur le comce et les affaires

Plus en détail

Arbitrage et théorie factorielle Une introduction. Philippe Bernard Ingénierie Economique et Financière Université Paris-Dauphine

Arbitrage et théorie factorielle Une introduction. Philippe Bernard Ingénierie Economique et Financière Université Paris-Dauphine Arbitrage et théorie factorielle Une introduction Philippe Bernard Ingénierie Economique et Financière Université Paris-Dauphine Septembre 2013 Table des matières 1 Du CAPM à la théorie factorielle 2 2

Plus en détail

Poids croissant de l assainissement dans le prix de l eau

Poids croissant de l assainissement dans le prix de l eau Agreste Champagne-Ardenne n 5 - Juillet 2011 Enquête eau et assainissement 2008 Poids croissant de l assainissement dans le prix de l eau La consommation domestique d eau des champardennais s élève à 147

Plus en détail

Actes du 24 e colloque de l Adméé-Europe L évaluation des compétences en milieu scolaire et en milieu professionnel

Actes du 24 e colloque de l Adméé-Europe L évaluation des compétences en milieu scolaire et en milieu professionnel EN QUOI LES DONNÉES LONGITUDINALES PERMETTENT-ELLES DE MIEUX ÉVALUER LES RETOURS SUR LES INVESTISSEMENTS EN FORMATION AU SEIN DES ORGANISATIONS? Amélie Bernier * * TÉLUQ (Université du Québec), bernier.amelie@teluq.ca

Plus en détail

Méthode du coût d usage Lignes Directrices

Méthode du coût d usage Lignes Directrices Programme de Comparaison Internationale Méthode du coût d usage Lignes Directrices Matériel Opérationnel Table des matières I. Introduction... 3 II. Stock des logements occupés par leurs propriétaires...

Plus en détail

Regime Switching Model : une approche «pseudo» multivarie e

Regime Switching Model : une approche «pseudo» multivarie e Regime Switching Model : une approche «pseudo» multivarie e A. Zerrad 1, R&D, Nexialog Consulting, Juin 2015 azerrad@nexialog.com Les crises financières survenues dans les trente dernières années et les

Plus en détail

Comptes rendus d Activités Techniques et Financières du Service de l Eau Potable Année 2004

Comptes rendus d Activités Techniques et Financières du Service de l Eau Potable Année 2004 Service de l Eau Potable Année 2004 1 Ville de VENELLES Comptes rendus d activités Techniques et financières du Service de l Eau Potable Destinataire : Monsieur le Maire de la commune de VENELLES (13770)

Plus en détail

DOSSIER DE PRESSE 21 Novembre 2011. Les prix de l eau sur le bassin Adour-Garonne : Composantes et disparités

DOSSIER DE PRESSE 21 Novembre 2011. Les prix de l eau sur le bassin Adour-Garonne : Composantes et disparités DOSSIER DE PRESSE 21 Novembre 2011 Les prix de l eau sur le bassin Adour-Garonne : Composantes et disparités Contacts presse : Agence de l eau Adour-Garonne Catherine Belaval- 05 61 36 36 44- catherine.belaval@eau-adour-garonne.fr

Plus en détail

Thème de communication

Thème de communication ALLIANCE POUR REFONDER LA GOUVERNANCE EN AFRIQUE ************************************ ATELIER SUR LE PARTAGE ET L IDENTIFICATION DES ENJEUX DE LA GOUVERNANCE ET LES CHANTIERS POUR LA CÔTE D IVOIRE (CERAP,

Plus en détail

Doctorat en économique. Examen de synthèse en Théorie micro-économique 8 août 2011. Durée : 4 heures exactement

Doctorat en économique. Examen de synthèse en Théorie micro-économique 8 août 2011. Durée : 4 heures exactement Département d économie agroalimentaire et des sciences de la consommation Département d économique Université Laval NOM: Doctorat en économique Examen de synthèse en Théorie micro-économique 8 août 211

Plus en détail

Cours de calculs nanciers. Chapitre 7 : Evaluation des actions

Cours de calculs nanciers. Chapitre 7 : Evaluation des actions Cours de calculs nanciers Chapitre 7 : Evaluation des actions L2 Economie et Gestion Vincent Bouvatier vbouvatier@u-paris10.fr Université de Paris 10 - Nanterre Année universitaire 2008-2009 Modèle d actualisation

Plus en détail

ENQUÊTE SUR LES TAUX DES CRÉDITS AU LOGEMENT ANNÉE 1994

ENQUÊTE SUR LES TAUX DES CRÉDITS AU LOGEMENT ANNÉE 1994 ENQUÊTE SUR LES TAUX DES CRÉDITS AU LOGEMENT ANNÉE 1994 L année 1994 a été marquée par la poursuite de la baisse des taux d intérêt, mais à un rythme plus modéré et de manière moins continue qu en 1993

Plus en détail

La prise en charge du délai de carence des arrêts maladie en France: Déterminants et impact sur l absentéisme

La prise en charge du délai de carence des arrêts maladie en France: Déterminants et impact sur l absentéisme La prise en charge du délai de carence des arrêts maladie en France: Déterminants et impact sur l absentéisme Catherine Pollak DREES Séminaire Arrêts de travail 20 mai 2014 5/21/2014 1 Introduction Contexte

Plus en détail

Deux exemples de l impact d un choc exogène sur l évolution des prix : le prix du pétrole et la déréglementation

Deux exemples de l impact d un choc exogène sur l évolution des prix : le prix du pétrole et la déréglementation Deux exemples de l impact d un choc exogène sur l évolution des prix : le prix du pétrole et la déréglementation Deux chocs importants ont affecté le comportement des prix de détail des principaux pays

Plus en détail

Norme comptable internationale 33 Résultat par action

Norme comptable internationale 33 Résultat par action Norme comptable internationale 33 Résultat par action Objectif 1 L objectif de la présente norme est de prescrire les principes de détermination et de présentation du résultat par action de manière à améliorer

Plus en détail

Les déterminants de la demande de travail et de l investissement dans les entreprises privées québécoises.

Les déterminants de la demande de travail et de l investissement dans les entreprises privées québécoises. Université de Montréal Les déterminants de la demande de travail et de l investissement dans les entreprises privées québécoises. Par Faoziat Akanni Sous la direction de M. Yves Richelle et M. Abraham

Plus en détail

Introduction à l analyse microéconomique Devoir Maison n o 1

Introduction à l analyse microéconomique Devoir Maison n o 1 Introduction à l analyse microéconomique Devoir Maison n o 1 10 novembre 2014 Marianne Tenand Monitorat ENS (2014-2015) marianne.tenand@ens.fr A rendre au plus tard dans mon casier du bâtiment B le mercredi

Plus en détail

REGLEMENT DU SERVICE DE L ASSAINISSEMENT COLLECTIF

REGLEMENT DU SERVICE DE L ASSAINISSEMENT COLLECTIF COMMUNE DE BERRIAS-ET-CASTELJAU REGLEMENT DU SERVICE DE L ASSAINISSEMENT COLLECTIF Approuvé par délibération des conseils municipaux du 14 mars et du 11 avril 2012 modifié par délibérations le 20 juin

Plus en détail

RAPPORT ANNUEL PRIX ET QUALITE DU SERVICE PUBLIC DE L ASSAINISSEMENT COLLECTIF

RAPPORT ANNUEL PRIX ET QUALITE DU SERVICE PUBLIC DE L ASSAINISSEMENT COLLECTIF L union de Coteba et Sogreah Coteba & Sogreah, same team, enhanced expertise COMMUNE DE CLOHARS-CARNOET PRIX ET QUALITE DU SERVICE PUBLIC DE L ASSAINISSEMENT COLLECTIF EXERCICE 2012 Rapport annuel relatif

Plus en détail

ESTIMATION DE L ELASTICITE PRIX DE LA DEMANDE ELECTRIQUE EN FRANCE. Régis BOURBONNAIS et Jan Horst KEPPLER

ESTIMATION DE L ELASTICITE PRIX DE LA DEMANDE ELECTRIQUE EN FRANCE. Régis BOURBONNAIS et Jan Horst KEPPLER CEEM Working Paper 2013-6 ESTIMATION DE L ELASTICITE PRIX DE LA DEMANDE ELECTRIQUE EN FRANCE Régis BOURBONNAIS et Jan Horst KEPPLER 1 ESTIMATION DE L ELASTICITE PRIX DE LA DEMANDE ELECTRIQUE EN FRANCE

Plus en détail

Répercussions de la TVA et de certaines réformes de la TVA. sur l économie

Répercussions de la TVA et de certaines réformes de la TVA. sur l économie Répercussions de la TVA et de certaines réformes de la TVA sur l économie par Frank Bodmer Economiste indépendant et chargé de cours, Université de Bâle Etude demandée par l Administration fédérale des

Plus en détail

L impact de la libre circulation des personnes sur les salaires en Suisse

L impact de la libre circulation des personnes sur les salaires en Suisse L impact de la libre circulation des personnes sur les salaires en Suisse L accord sur la libre circulation des personnes (ALCP) avec les États de l UE et de l AELE, entré en vigueur en juin, marque un

Plus en détail

La distribution publique de l électricité

La distribution publique de l électricité La distribution publique de l électricité RÈGLES PÔLE ÉLÉCTRICITÉ - GAZ ENJEUX UNE CONCESSION LES COMMUNES L organisation des services publics 1984 Les communes sont compétentes pour organiser les services

Plus en détail

Evaluer l ampleur des économies d agglomération

Evaluer l ampleur des économies d agglomération Pierre-Philippe Combes GREQAM - Université d Aix-Marseille Ecole d Economie de Paris CEPR Janvier 2008 Supports de la présentation Combes, P.-P., T. Mayer et J.-T. Thisse, 2006, chap. 11. Economie Géographique,

Plus en détail

Estimation du Quantile conditionnel par les Réseaux de neurones à fonction radiale de base

Estimation du Quantile conditionnel par les Réseaux de neurones à fonction radiale de base Estimation du Quantile conditionnel par les Réseaux de neurones à fonction radiale de base M.A. Knefati 1 & A. Oulidi 2 & P.Chauvet 1 & M. Delecroix 3 1 LUNAM Université, Université Catholique de l Ouest,

Plus en détail

RAPPORT ANNUEL SUR LE PRIX ET LA QUALITE DES SERVICES DE L EAU ET L ASSAINISSEMENT AU TITRE DE L ANNEE 2010

RAPPORT ANNUEL SUR LE PRIX ET LA QUALITE DES SERVICES DE L EAU ET L ASSAINISSEMENT AU TITRE DE L ANNEE 2010 RAPPORT ANNUEL SUR LE PRIX ET LA QUALITE DES SERVICES DE L EAU ET L ASSAINISSEMENT AU TITRE DE L ANNEE 2010 La SEVESC assure les services de l eau et de l assainissement de collectivités des départements

Plus en détail

CONCOURS D ENTREE A L ECOLE DE 2007 CONCOURS EXTERNE. Cinquième épreuve d admissibilité STATISTIQUE. (durée : cinq heures)

CONCOURS D ENTREE A L ECOLE DE 2007 CONCOURS EXTERNE. Cinquième épreuve d admissibilité STATISTIQUE. (durée : cinq heures) CONCOURS D ENTREE A L ECOLE DE 2007 CONCOURS EXTERNE Cinquième épreuve d admissibilité STATISTIQUE (durée : cinq heures) Une composition portant sur la statistique. SUJET Cette épreuve est composée d un

Plus en détail

Les dépenses d énergie pour le logement représentent

Les dépenses d énergie pour le logement représentent COMMISSARIAT GÉNÉRAL AU DÉVELOPPEMENT DURABLE e n 5 Juin 21 Le budget «énergie du logement» : les déterminants des écarts entre les ménages ÉCONOMIE ET ÉVALUATION développement durable Le budget qu un

Plus en détail

Examen d Introduction à la Microéconomie Giovanni Ferro-Luzzi et Federica Sbergami, 2014-2015 13 janvier 2015

Examen d Introduction à la Microéconomie Giovanni Ferro-Luzzi et Federica Sbergami, 2014-2015 13 janvier 2015 Nom: Prénom: N étudiant : Examen d Introduction à la Microéconomie Giovanni Ferro-Luzzi et Federica Sbergami, 2014-2015 13 janvier 2015 Nombre de pages au total: 10 pages + 1 grille réponse Durée de l

Plus en détail

Participaient à la séance : Olivier CHALLAN BELVAL, Hélène GASSIN, Jean-Pierre SOTURA et Michel THIOLLIERE, commissaires.

Participaient à la séance : Olivier CHALLAN BELVAL, Hélène GASSIN, Jean-Pierre SOTURA et Michel THIOLLIERE, commissaires. Délibération Délibération de la Commission de régulation de l énergie du 25 avril 2013 portant décision sur l évolution automatique de la grille tarifaire de GrDF au 1 er juillet 2013 Participaient à la

Plus en détail

L aide au logement au Québec

L aide au logement au Québec L aide au logement au Québec Mathieu Laberge, CIRANO Claude Montmarquette CIRANO et Université de Montréal Les effets redistributifs et comportementaux des politiques sociales 15 octobre 2010 Les effets

Plus en détail

Collecte et dépollution des eaux usées. points de repère

Collecte et dépollution des eaux usées. points de repère Collecte et dépollution des eaux usées points de repère coûts environnement assainissement Toute eau utilisée pour l activité humaine devient eau usée En France, un habitant consomme en moyenne 150 litres

Plus en détail

La couverture du délai de carence des arrêts maladie en France : Déterminants et impact sur l absentéisme

La couverture du délai de carence des arrêts maladie en France : Déterminants et impact sur l absentéisme La couverture du délai de carence des arrêts maladie en France : Déterminants et impact sur l absentéisme Catherine Pollak DREES, Centre d Economie de la Sorbonne Discussion : Roméo Fontaine, LEG (Université

Plus en détail

I La théorie de l arbitrage fiscal de la dette (8 points)

I La théorie de l arbitrage fiscal de la dette (8 points) E : «Théories de la finance d entreprise» Master M1 Université Paris-Dauphine Thierry Granger Année Universitaire 2013/2014 Session 1 Aucun document, calculette autorisée Durée 1h30 Respecter la numérotation

Plus en détail

Le montant des garanties constituées aux fins du STPGV est-il excessif?

Le montant des garanties constituées aux fins du STPGV est-il excessif? Le montant des garanties constituées aux fins du STPGV est-il excessif? Kim McPhail et Anastasia Vakos* L e système canadien de transfert des paiements de grande valeur (STPGV) sert à effectuer les paiements

Plus en détail

COMMUNAUTE DE COMMUNES ARNON BOISCHAUT CHER PRIX & QUALITE DU SERVICE ASSAINISSEMENT COLLECTIF EN REGIE

COMMUNAUTE DE COMMUNES ARNON BOISCHAUT CHER PRIX & QUALITE DU SERVICE ASSAINISSEMENT COLLECTIF EN REGIE COMMUNAUTE DE COMMUNES ARNON BOISCHAUT CHER PRIX & QUALITE DU SERVICE ASSAINISSEMENT COLLECTIF EN REGIE RAPPORT ANNUEL 2012 Page 2 RAPPORT 2012 Caractérisation technique du service Organisation administrative

Plus en détail

AES L1 - Economie Générale

AES L1 - Economie Générale - Contrainte budgétaire AES L1 - Economie Générale 2 Choix efficace des ménages Contrainte budgétaire Analyse positive - analyse normative 1 La contrainte budgétaire du ménage 2 Les courbes d indifférence

Plus en détail

Estimation des coûts d un crédit d impôt pour la condition physique des adultes. Ottawa, Canada Le 25 septembre 2013 www.pbo-dpb.gc.

Estimation des coûts d un crédit d impôt pour la condition physique des adultes. Ottawa, Canada Le 25 septembre 2013 www.pbo-dpb.gc. Estimation des coûts d un crédit d impôt pour la condition physique des adultes Ottawa, Canada Le 25 septembre 2013 www.pbo-dpb.gc.ca Faits saillants Le directeur parlementaire du budget (DPB) a pour mandat

Plus en détail

Présentation des dispositions prises en matière de tarification de l eau et de récupération des coûts

Présentation des dispositions prises en matière de tarification de l eau et de récupération des coûts Présentation des dispositions prises en matière de tarification de l eau et de récupération des coûts 35 36 Introduction La directive cadre sur l eau donne à l analyse économique une place déterminante.

Plus en détail

La fixation des loyers, la fiscalité des propriétaires et la rentabilité de l'immobilier MYTHES ET RÉALITÉS DE LA PÉNURIE DE LOGEMENTS LOCATIFS

La fixation des loyers, la fiscalité des propriétaires et la rentabilité de l'immobilier MYTHES ET RÉALITÉS DE LA PÉNURIE DE LOGEMENTS LOCATIFS IRIS Institut de recherche et d informations socio-économiques La fixation des loyers, la fiscalité des propriétaires et la rentabilité de l'immobilier MYTHES ET RÉALITÉS DE LA PÉNURIE DE LOGEMENTS LOCATIFS

Plus en détail

La valeur présente (ou actuelle) d une annuité, si elle est constante, est donc aussi calculable par cette fonction : VA = A [(1-1/(1+k) T )/k]

La valeur présente (ou actuelle) d une annuité, si elle est constante, est donc aussi calculable par cette fonction : VA = A [(1-1/(1+k) T )/k] Evaluation de la rentabilité d un projet d investissement La décision d investir dans un quelconque projet se base principalement sur l évaluation de son intérêt économique et par conséquent, du calcul

Plus en détail

Le déclenchement de la crise économique en 2008, au-delà de ses effets sur l emploi,

Le déclenchement de la crise économique en 2008, au-delà de ses effets sur l emploi, n 3 mai 2012 Le mot de l Observatoire Cette nouvelle livraison de la Lettre de l ONPES aborde un sujet souvent commenté : celui du logement des ménages pauvres et modestes. Cependant, l auteur de cette

Plus en détail

Chapitre 5. Équilibre concurrentiel et bien-être

Chapitre 5. Équilibre concurrentiel et bien-être Chapitre 5 Équilibre concurrentiel et bien-être Microéconomie III 5 1 5.1 Qu est-ce qu un équilibre souhaitable socialement? E cacité versus équité Que nous permet de dire la science économique sur l e

Plus en détail

8 Certifications Minergie

8 Certifications Minergie 8 Chapitre 8 Être Minergie, est-ce aussi être «autrement»? Pour de nombreux acteurs du marché immobilier, un label de durabilité devrait s accompagner d une appréciation de la valeur de leur immeuble,

Plus en détail

Les effets d une contrainte de crédit sur la convergence économique : Le cas des pays de l UEMOA

Les effets d une contrainte de crédit sur la convergence économique : Le cas des pays de l UEMOA Les effets d une contrainte de crédit sur la convergence économique : Le cas des pays de l UEMOA Auteurs : Abdoulaye DIAGNE et Abdou-Aziz NIANG Introduction Ceci devrait contribuer à réduire l écart entre

Plus en détail

dans les salles de De l économétrie pour vendre des vins ou des obligations Philippe Février et Michael Visser

dans les salles de De l économétrie pour vendre des vins ou des obligations Philippe Février et Michael Visser De l économétrie pour vendre des vins ou des obligations Philippe Février et Michael Visser Grands vins ou bons du Trésor font l objet de ventes aux enchères. Mais quel type d enchères faut-il pratiquer?

Plus en détail

No 0402. Série Documents de Travail sur la Protection Sociale

No 0402. Série Documents de Travail sur la Protection Sociale No 0402 Série Documents de Travail sur la Protection Sociale Impacts des programmes actifs du marché du travail : Mise à jour des leçons tirées de leurs évaluations, et leur application possible aux pays

Plus en détail

L ANALYSE DU «PARC SOCIAL DE FAIT» PARISIEN EN 2003 : UNE ANALYSE TERRITORIALISÉE DES PROFILS D OCCUPATION DES PARCS ET DES QUARTIERS

L ANALYSE DU «PARC SOCIAL DE FAIT» PARISIEN EN 2003 : UNE ANALYSE TERRITORIALISÉE DES PROFILS D OCCUPATION DES PARCS ET DES QUARTIERS ATELIER PARISIEN D URBANISME - 17, BD MORLAND 75004 PARIS TÉL : 01 42 71 28 14 FAX : 01 42 76 24 05 http://www.apur.org Observatoire de l'habitat de Paris L ANALYSE DU «PARC SOCIAL DE FAIT» PARISIEN EN

Plus en détail

BURKINA FASO CAHIER 3 : LA GESTION DES AEPS/PEA

BURKINA FASO CAHIER 3 : LA GESTION DES AEPS/PEA BURKINA FASO CAHIER 3 : LA GESTION DES AEPS/PEA Pour les AEPS/PEA, la Réforme exclut le principe de gestion communautaire, et préconise une délégation de gestion à un opérateur privé compétent. La Réforme

Plus en détail

GESTION PATRIMONIALE POLLUTEC 2014 F.S.T.T. réseaux d AEP MERLIN. Gestion patrimoniale des. France Sans Tranchée Technologies.

GESTION PATRIMONIALE POLLUTEC 2014 F.S.T.T. réseaux d AEP MERLIN. Gestion patrimoniale des. France Sans Tranchée Technologies. Groupe MERLIN Une tradition d innovations au service des hommes POLLUTEC 2014 GESTION PATRIMONIALE F.S.T.T. France Sans Tranchée Technologies Gestion patrimoniale des réseaux d AEP Indépendance - Expériences

Plus en détail

Le calcul du barème d impôt à Genève

Le calcul du barème d impôt à Genève Le calcul du barème d impôt à Genève Plan : 1. Historique Passage d un système en escalier à une formule mathématique 2. Principe de l imposition Progressivité, impôt marginal / moyen ; barème couple/marié

Plus en détail

Participaient à la séance : Philippe de LADOUCETTE, président, Christine CHAUVET, Catherine EDWIGE, Yann PADOVA et Jean-Pierre SOTURA, commissaires.

Participaient à la séance : Philippe de LADOUCETTE, président, Christine CHAUVET, Catherine EDWIGE, Yann PADOVA et Jean-Pierre SOTURA, commissaires. Délibération Délibération de la Commission de régulation de l énergie du 6 mai 2015 portant décision sur l évolution automatique de la grille tarifaire du tarif péréqué d utilisation des réseaux publics

Plus en détail

Économétrie - Une Étude de la Création d Entreprise entre 1994 et 2007

Économétrie - Une Étude de la Création d Entreprise entre 1994 et 2007 LESAUX Loïc MAROT Gildas TANGUY Brewal Économétrie - Une Étude de la Création d Entreprise entre 1994 et 007 Charpentier Arthur Semestre 008 Master 1 Cadoret Isabelle 1 Plan Introduction... 3 Présentation

Plus en détail

BULLETIN OFFICIEL DES IMPÔTS

BULLETIN OFFICIEL DES IMPÔTS BULLETIN OFFICIEL DES IMPÔTS DIRECTION GÉNÉRALE DES IMPÔTS 3 A-1-04 N 117 du 23 JUILLET 2004 TVA. CHAMP D APPLICATION. TAUX. SYSTEMES D ASSAINISSEMENT NON COLLECTIF. RACCORDEMENT AUX SYSTEMES D ASSAINISSEMENT

Plus en détail

Agrégation séquentielle d'experts

Agrégation séquentielle d'experts Agrégation séquentielle d'experts avec application à la prévision de consommation électrique Pierre Gaillard pierre-p.gaillard@edf.fr avec Yannig Goude (EDF R&D) et Gilles Stoltz (CNRS, HEC Paris) 27 août

Plus en détail

Enquête EPCI 2014 : l appropriation des TIC par les intercommunalités bretonnes

Enquête EPCI 2014 : l appropriation des TIC par les intercommunalités bretonnes Enquête EPCI 2014 : l appropriation des TIC par les intercommunalités bretonnes Nicolas Deporte & Margot Beauchamps Observatoire du GIS M@rsouin Prenant en compte le rôle croissant de l échelon intercommunal

Plus en détail

Amélioration de l approvisionnement en eau et de l assainissement dans le monde : coûts et avantages

Amélioration de l approvisionnement en eau et de l assainissement dans le monde : coûts et avantages Amélioration de l approvisionnement en eau et de l assainissement dans le monde : coûts et avantages Résumé La déclaration du Millénaire des Nations Unies confirme que l eau et l assainissement jouent

Plus en détail

Dossier / TD Econométrie. Analyse de la demande d essence aux Etats-Unis entre 1960-1995 fichier : essence.xls

Dossier / TD Econométrie. Analyse de la demande d essence aux Etats-Unis entre 1960-1995 fichier : essence.xls Dossier / TD Econométrie Analyse de la demande d essence aux Etats-Unis entre 1960-1995 fichier : essence.xls Source : Greene "Econometric Analysis" Prentice Hall International, 4 ème édition, 2000 Council

Plus en détail

Introduction à l économétrie : Spécifications, formes fonctionnelles, hétéroscédasticité et variables instrumentales

Introduction à l économétrie : Spécifications, formes fonctionnelles, hétéroscédasticité et variables instrumentales Introduction à l économétrie : Spécifications, formes fonctionnelles, hétéroscédasticité et variables instrumentales Pierre Thomas Léger IEA, HEC Montréal 2013 Table des matières 1 Introduction 2 2 Spécifications

Plus en détail

Systèmes linéaires. 1. Introduction aux systèmes d équations linéaires. Exo7. 1.1. Exemple : deux droites dans le plan

Systèmes linéaires. 1. Introduction aux systèmes d équations linéaires. Exo7. 1.1. Exemple : deux droites dans le plan Exo7 Systèmes linéaires Vidéo partie 1. Introduction aux systèmes d'équations linéaires Vidéo partie 2. Théorie des systèmes linéaires Vidéo partie 3. Résolution par la méthode du pivot de Gauss 1. Introduction

Plus en détail

Chapitre 6. Le calcul du PIB, de l inflation et de la croissance économique. Objectifs d apprentissage. Objectifs d apprentissage (suite)

Chapitre 6. Le calcul du PIB, de l inflation et de la croissance économique. Objectifs d apprentissage. Objectifs d apprentissage (suite) Chapitre 6 Le calcul du PIB, de l inflation et de la croissance économique 1 Objectifs d apprentissage Faire la distinction entre le stock de capital et de la richesse et le flux de production, de revenu,

Plus en détail

Monia Amami Franck Brulhart Raymond Gambini Pierre-Xavier Meschi

Monia Amami Franck Brulhart Raymond Gambini Pierre-Xavier Meschi Version 4.7 Simulation d Entreprise «Artemis» Monia Amami Franck Brulhart Raymond Gambini Pierre-Xavier Meschi p. 1 1. Objectifs et Contexte Général L objectif de la simulation d entreprise «Artemis» est

Plus en détail

Voici les lignes directrices pour chaque type de question ainsi que la pondération approximative pour chaque type :

Voici les lignes directrices pour chaque type de question ainsi que la pondération approximative pour chaque type : Raison d être Plan des examens Finance d entreprise avancée [FN2] 2011-2012 Les examens Finance d entreprise avancée [FN2] ont été élaborés à l aide d un plan d examen. Le plan d examen, que l on nomme

Plus en détail

Pourquoi les ménages pauvres paient-ils des loyers de plus en plus élevés?

Pourquoi les ménages pauvres paient-ils des loyers de plus en plus élevés? DEA Analyse et Politique Economiques Ecole des Hautes Etudes en Sciences Sociales Paris Pourquoi les ménages pauvres paient-ils des loyers de plus en plus élevés? Mémoire de DEA Gabrielle Fack Sous la

Plus en détail

MEDIAPLANNING & HYBRIDATION APPLIQUE A L INTERNET

MEDIAPLANNING & HYBRIDATION APPLIQUE A L INTERNET MEDIAPLANNING & HYBRIDATION APPLIQUE A L INTERNET MOBILE Gaël Crochet 1 & Gilles Santini 2 1 Médiamétrie, 70 rue Rivay, 92532 Levallois-Perret, France, gcrochet@mediametrie.fr 2 Vintco SARL, 8 rue Jean

Plus en détail

DES COUTS DES FACTEURS COMPETITIFS

DES COUTS DES FACTEURS COMPETITIFS DES COUTS DES FACTEURS COMPETITIFS Depuis la dévaluation du franc CFA en janvier 1994, les coûts des facteurs sont devenus encore plus compétitifs. Néanmoins, le Gouvernement ivoirien s est engagé à poursuivre

Plus en détail

Enquête mensuelle de conjoncture auprès des ménages

Enquête mensuelle de conjoncture auprès des ménages Note Méthodologique Dernière mise à jour : 27-1-214 Enquête mensuelle de conjoncture auprès des ménages Présentation de l enquête L Insee réalise depuis janvier 1987 l enquête mensuelle de conjoncture

Plus en détail

Le financement de l apprentissage informel

Le financement de l apprentissage informel Études de cas Financial arrangements in informal apprenticeships: Determinants and effects. Findings from urban Ghana, Working Paper n o 49, ILO, 2007. Financement de l apprentissage informel : zoom sur

Plus en détail

La régression sur données de panel

La régression sur données de panel La régression sur données de panel 1 I. Définition Les données utilisées en économétrie sont le plus souvent des séries chronologiques, tel le nombre de naissances enregistrées par an dans le département

Plus en détail

OBSERVATION ET STATISTIQUES

OBSERVATION ET STATISTIQUES COMMISSARI Général au développement durable n 683 Octobre 2015 Prix du gaz et de l électricité en France et dans l Union européenne en 2014 OBRVION ET STISTIQU énergie En 2014, le prix du gaz a baissé

Plus en détail

Session B2: Assurance

Session B2: Assurance 33 èmes Journées des Économistes de la Santé Français 1 er et 2 décembre 2011 Session B2: Assurance Auteurs: Sophie Guthmuller et Jérôme Wittwer, Université Paris-Dauphine Référé: Aurore Pélissier, CERDI,

Plus en détail

Evolution des prix des services mobiles en France

Evolution des prix des services mobiles en France 28 mai 2014 Evolution des prix des services mobiles en France Résultats pour l année 2013 ISSN : 2258-3106 Sommaire SYNTHESE... 3 I. ELEMENTS DE METHODE... 5 I.1 MODELISATION DES COMPORTEMENTS DE CONSOMMATION...5

Plus en détail

TABLE DES MATIERES PREFACE

TABLE DES MATIERES PREFACE TABLE DES MATIERES PREFACE, par Françoise Thys-Clément... 7 PREMIERE PARTIE : L impôt et la politique fiscale : approche empirique et théorique... 13 CHAPITRE 1 : L impôt en Belgique... 15 1.1 Les principes

Plus en détail

Art. 8 de la directive relative à l assurance sur la vie: règles relatives aux exemples de calcul d évolution de la valeur

Art. 8 de la directive relative à l assurance sur la vie: règles relatives aux exemples de calcul d évolution de la valeur Art. 8 de la directive relative à l assurance sur la vie: règles relatives aux exemples de calcul d évolution de la valeur Zurich/St-Gall, décembre 2011 Table des matières 1. Enoncé du problème et corpus

Plus en détail

Déficit de l innovation, une des principales causes de la faible croissance de productivité au Canada. Petr Hanel Université de Sherbrooke

Déficit de l innovation, une des principales causes de la faible croissance de productivité au Canada. Petr Hanel Université de Sherbrooke Déficit de l innovation, une des principales causes de la faible croissance de productivité au Canada Petr Hanel Université de Sherbrooke 2 Pourquoi s intéresser à la productivité? Niveau de vie: PIBréel/Pop

Plus en détail

Comment suivre l évolution des prix immobiliers au Grand-Duché de Luxembourg?

Comment suivre l évolution des prix immobiliers au Grand-Duché de Luxembourg? Comment suivre l évolution des prix immobiliers au Grand-Duché de Luxembourg? 1 Avant propos La diffusion des annonces immobilières, dont nous saisissons un échantillon au début de chaque mois, varie dans

Plus en détail

Fiscalité suisse et vaudoise : Quels conseils et opportunités à saisir pour les PME et les investisseurs? Plan de l exposé

Fiscalité suisse et vaudoise : Quels conseils et opportunités à saisir pour les PME et les investisseurs? Plan de l exposé Fiscalité suisse et vaudoise : Quels conseils et opportunités à saisir pour les PME et les investisseurs? PETIT DÉJE JEÛNER DES PME & START-UP séminaire du 23.3.2007 DÉPARTEMENT DES FINANCES Administration

Plus en détail

INF6304 Interfaces Intelligentes

INF6304 Interfaces Intelligentes INF6304 Interfaces Intelligentes filtres collaboratifs 1/42 INF6304 Interfaces Intelligentes Systèmes de recommandations, Approches filtres collaboratifs Michel C. Desmarais Génie informatique et génie

Plus en détail

Instruments économiques et politique publique

Instruments économiques et politique publique 0 Aujourd hui Instruments économiques et politique publique Source(s): Projet EPI-Water Ses cas d études Les questions Enseignements pour le futur 1 Une panoplie d instruments d de politique publique Moyens

Plus en détail

Les déterminants du prix des services d eau et d assainissement

Les déterminants du prix des services d eau et d assainissement Les déterminants du prix des services d eau et d assainissement Synthèse bibliographique pour la définition d'une typologie en France Guillem CANNEVA ~ ~ ~ Octobre 2008 Laboratoire Gestion de l eau et

Plus en détail

Arbres binaires. Hélène Milhem. Institut de Mathématiques de Toulouse, INSA Toulouse, France IUP SID, 2011-2012

Arbres binaires. Hélène Milhem. Institut de Mathématiques de Toulouse, INSA Toulouse, France IUP SID, 2011-2012 Arbres binaires Hélène Milhem Institut de Mathématiques de Toulouse, INSA Toulouse, France IUP SID, 2011-2012 H. Milhem (IMT, INSA Toulouse) Arbres binaires IUP SID 2011-2012 1 / 35 PLAN Introduction Construction

Plus en détail

Les simulations dans l enseignement des sondages Avec le logiciel GENESIS sous SAS et la bibliothèque Sondages sous R

Les simulations dans l enseignement des sondages Avec le logiciel GENESIS sous SAS et la bibliothèque Sondages sous R Les simulations dans l enseignement des sondages Avec le logiciel GENESIS sous SAS et la bibliothèque Sondages sous R Yves Aragon, David Haziza & Anne Ruiz-Gazen GREMAQ, UMR CNRS 5604, Université des Sciences

Plus en détail

Economie et socio-économie

Economie et socio-économie Ligne à Grande Vitesse Paris Orléans Clermont-Ferrand Lyon Economie et socio-économie Capacité contributive et perspectives de financement Novembre 2011 setec international Réseau ferré de France (RFF),

Plus en détail

L'eau à Genève, nouvelle tarification dès janvier 2015. L'essentiel en bref

L'eau à Genève, nouvelle tarification dès janvier 2015. L'essentiel en bref L'eau à Genève, nouvelle tarification dès janvier 2015. L'essentiel en bref 1. Le petit cycle de l'eau à Genève un parcours maîtrisé et organisé L'eau est une ressource essentielle à la vie et aux activités

Plus en détail

DECISION N 10/2006/CM/UEMOA PORTANT ADOPTION DU PROGRAMME DE TRANSITION FISCALE AU SEIN DE L UEMOA

DECISION N 10/2006/CM/UEMOA PORTANT ADOPTION DU PROGRAMME DE TRANSITION FISCALE AU SEIN DE L UEMOA UNION ECONOMIQUE ET MONETAIRE OUEST AFRICAINE -------- LE CONSEIL DES MINISTRES DECISION N 10/2006/CM/UEMOA PORTANT ADOPTION DU PROGRAMME DE TRANSITION FISCALE AU SEIN DE L UEMOA LE CONSEIL DES MINISTRES

Plus en détail

Panorama de la filière Réparation de machines agricoles en Aquitaine

Panorama de la filière Réparation de machines agricoles en Aquitaine Panorama de la filière Réparation de machines agricoles en Aquitaine Contact : Fabien LALLEMENT - 05 57 14 27 13 Avril 2012 Sommaire 1. Périmètre de l analyse... Page 1 2. Définition des termes utilisés...

Plus en détail