D 4 ε BENEFICES ECONOMIQUES DE LA PROTECTION CONTRE LE RISQUE D INONDATION SERIE ETUDES 06 E05 PATRICK DERONZIER SÉBASTIEN TERRA

Document de traval ETUDES METHODES SYNTHESES D 4 ε BENEFICES ECONOMIQUES DE LA PROTECTION CONTRE LE RISQUE D INONDATION SERIE ETUDES 06 E05 PATRICK DERONZIER SÉBASTIEN TERRA Ste nternet : http://www.ecologe.gouv.fr

Ce document de traval a été rédgé sur la base d une enquête réalsée pour le compte de la D4E par la socété BCEOM, assocée avec B. Zundeau, Unversté de Llle I et B. Desagues (Unversté de Pars I). Responsable de suv D4E : Patrck DERONZIER Tratement des données : Sébasten TERRA Le comté de plotage a réun la Drecton de l Eau et la Drecton de la Préventon des Pollutons et des Rsques du MEDD. L ensemble de l étude est composé du présent document qu a le rôle de mémore prncpal et d une annexe, composé du rapport de BCEOM, détallant l ensemble de la phase ntale de chox du ste d enquête et le déroulement de l enquête sur ce ste. Ce document n'engage que ses auteurs et non les nsttutons auxquelles ls appartennent. L'objet de cette dffuson est de stmuler le débat et d'appeler des commentares et des crtques.

SOMMAIRE I Introducton et contexte de l étude 1. Le processus pour le chox du ste. Le rsque nondaton à Charlevlle-Mézères 3. La préventon des nondatons par les ouvrages structurants 4. Plan II Estmaton des bénéfces de la protecton contre le rsque d nondaton par la méthode des prx hédonques 1. La méthode. L économétre spatale au servce de la MPH 3. Présentaton des données 4. Une mons-value pour les logements stués en zone nondable 5. Synthèse III Estmaton des bénéfces de la protecton contre le rsque d nondaton par la méthode d'évaluaton contngente 1. La méthode. Comment évaluer le CAP des ménages? 3. L analyse économétrque des réponses 4. Les données utlsées 5. Analyse de la premère parte d enquête 6. Estmaton du CAP 7. Synthèse IV Dscusson des valeurs et mse en perspectve des résultats 1. Dscusson des valeurs MPH. Dscusson des valeurs MEC 3. Mse en perspectve des résultats V Références RESUME Cette étude apporte un éclarage économque sur la valeur que les habtants accordent à la protecton contre le rsque d nondaton. Celle-c est évaluée sot au travers des transactons mmoblères, sot au travers de leur déclaraton. Cette analyse est basée sur le cas de la commune de Charlevlle Mézères (0), où la dernère nondaton majeure a eu leu en 1995 avec un événement «centennal». En terme de résultats : 1) L analyse du marché mmobler a ms en évdence la varaton dans le temps de la percepton du rsque, au travers de la mons-value sur les habtatons nondables. Vue postvement, cette même donnée tradut le bénéfce qu un ménage accorde à une localsaton hors zone nondable. Il est valorsé en moyenne à 0.000 /logement (1% du prx de vente) depus l nondaton de 1995. Ce bénéfce est d autant plus grand que le rsque est rendu vsble : aucun bénéfce n est dentfé avant 1995, et l va jusqu à 3.000 /logement depus 000, date qu sut l adopton du PPR et la crue mneure de 001. Ans, depus 1996, une localsaton hors rsque générerat 30, vore 50 M de bénéfce, pour les 1.500 logements concernés. ) Garder un nveau de rsque équvalent à celu de la stuaton actuelle tout en étant complètement dédommagé génèrerat un bénéfce mondre, selon la déclaraton des habtants : 1 M sur 30 ans (650 /logement sur 30 ans). Le bénéfce est le même pour abasser le nveau de rsque par des travaux de protecton. 3) Les études locales exstantes ont, quant à elles, estmées à 9 M sur 30 ans le bénéfce de la protecton par un aménagement donné (dommages drects évtés pour les logements). Les bénéfces obtenus dans ces dvers scénaros ne peuvent n drectement être comparés, n drectement addtonnés. Cec s explque notamment par des dfférences de nveau de protecton : annulaton du rsque (hors zone nondable), compensaton totale du rsque actuel et basse du rsque (cas des travaux). Cette étude montre que : - le marché mmobler ntègre dans ses prx l évoluton de la percepton du rsque. Ce résultat pose la queston de la date à laquelle la valeur du rsque dot être apprécée pour les décsons publques; - l estmaton des dommages évtés reste une approche crédble. Elle produt une estmaton mnmalste des bénéfces, car basée sur les coûts de réparaton. - en revanche, les méthodes de révélaton de valeur, complémentares des précédentes, restent dffcles à applquer au domane des rsques, en rason, notamment, de la dffculté pour les ndvdus de prendre en compte des probabltés et des flux économques complexes, (régme d ndemnsaton, ). 3

I INTRODUCTION ET CONTEXTE DE L ETUDE Ce document de traval présente les résultats de l étude «Bénéfces économques de la protecton contre le rsque d nondaton» réalsée par la D4E en 005. Cette étude a pour objectf de meux documenter les bénéfces ssus de la protecton contre les nondatons. En la matère, les travaux dsponbles ont pour la plupart vsé à évaluer monétarement les dommages évtés. Le bénéfce est représenté par la dfférence entre les dommages qu survendraent dans un scénaro de référence (celu où le rsque n est pas géré) et ceux qu apparassent de façon résduelle après mse en place de la stratége de protecton. Pour tenr compte des dfférents dommages occasonnés par des crues de fréquence dfférentes, la pratque passe par le calcul du dommage moyen annuel. On dstngue généralement : les dommages drects, produts par le contact drect avec l nondaton ; les dommages ndrects mmédats ou étalés dans le temps : conséquences de l nondaton sur les actvtés et échanges à l ntéreur ou à l extéreur de la zone snstrée (coûts des secours, des coupures de voes de communcaton ou de perturbaton des réseaux, pertes d explotaton des actvtés, chômage partel, coût de nettoyage, coût de relogement, mpacts sur la santé, ). Au stade actuel des connassances et des pratques, les données économques dsponbles sont encore très éparses et peu consoldées. L objectf de cette étude est de chffrer par d autres voes le bénéfce de la protecton contre le rsque d nondaton. Deux méthodes ont été utlsées pour mesurer ces bénéfces : La méthode d évaluaton contngente, qu est une méthode drecte d évaluaton. Elle repose sur une enquête auprès d un échantllon représentatf d habtants vsant à nterroger les personnes enquêtées sur leur consentement à payer (ou éventuellement à recevor) pour bénéfcer d un ben ou d un servce envronnemental. La méthode des prx hédonques, qu est, quant à elle, une méthode ndrecte. En effet, pour obtenr la valeur accordée à un ben envronnemental, l est nécessare d estmer préalablement un modèle hédonque, relant le prx de vente d un logement à un ensemble de caractérstques du ben (nombre de pèces, surface habtable, stuaton géographque, stuaton en zone nondable, ). 4

1. Le processus pour le chox du ste Sute à une sére d entretens avec les représentants des prncpaux établssements publcs compétents en nondaton, BCEOM et les servces du MEDD se sont lvrés à un recensement des stes sur les crtères prédéfns (ouvrages en projets, ayant fat l objet d une évaluaton économque, présentant des varantes en terme de réducton des rsques d nondaton, ). Les opératons retenues dans le «Plan Bachelot» ont serv de base à une premère sélecton des stes d étude, qu a été poursuve sur la base des crtères suvants : exstence d évaluatons coûts bénéfces des projets de protecton, populaton protégée supéreure à 5 000 habtants (échantllon suffsant pour la réalsaton des enquêtes). Au fnal, les stes les plus ntéressants ont éte dscrmnés selon les crtères suvants classés du plus mportant au mons mportant : ntérêt du maître d ouvrage pour la démarche bonne connassance de l hstorque des crues exstence de projets de protecton contre les crues exstence d évaluatons coûts-bénéfces des projets de protecton nondatons de grande ampleur (vastes champs d nondaton) zones à rsques fable/moyen/fort clarement dfférencées caractère récent des évènements : comproms à trouver entre un passé lontan à moté oublé (> 10 ans) et un passé mmédat trop présent dans les esprts (< 1 an) caractère récurrent des évènements ntensté varable des évènements (occurrence 10, 30, 100 ans) exstence de contrantes réglementares (PPR) marché mmobler dynamque (forte densté de populaton) Sur cette base, c est le ste de Charlevlle Mézères qu a été retenu comme terran d étude.. Le rsque nondaton à Charlevlle-Mézères La zone d étude porte en fat sur Charlevlle Mézères (58.000 habtants) et Warcq, commune qu jouxte Charlevlle-Mézères (1480 habtants). Elle se stue dans la parte moyenne du bassn de la Meuse, c est à dre à l aval de la confluence de la Meuse avec la Chers et à l amont de sa confluence avec la Semos, sot un bassn de 3.686 km sur 10.400 km que compte la totalté du bassn franças de la Meuse. 5

Dans la zone d étude, les crues de la Meuse engendrent essentellement une nondaton par débordement drect : le cours d eau sort de son lt mneur pour occuper son lt majeur, ce qu est le cas le plus fréquemment rencontré dans la vallée de la Meuse. Ces crues lentes, de rvère de plane, occasonnent beaucoup de dégâts matérels et bloquent en grande parte l économe de la vallée pendant la durée des plus hautes eaux. 3 arrêtés de catastrophes naturelles ont été recensées depus 198, sur ces deux communes, le derner datant de décembre 1999. Les centres vlle de ces deux communes sont en zone nondable. Les dernères nondatons mportantes datent de 1993 (fréquence de retour vosne de cnquantennale) et 1995 (fréquence de retour un peu supéreure à centennale). En 001, une crue est survenue, sans dommages majeurs, mas a cependant entraîné le déclenchement du dspostf d alerte de crue et un début d évacuaton. Aucun arrêté de catastrophe naturelle n a été prs. Déc. Jan. Avr. Ma Fév. Jan. Jan. Déc. Jan. Date 1947 1955 1983 1983 1984 1991 1993 1993 1995 Fréquence (ans) 9 11 13 4 15 3 4 4 18 Estmaton des pérodes de retour des plus fortes crues à Charlevlle-mézères à partr des ajustements sur les échantllons de la pérode 1919-1997 (BCEOM, 001) La crue de 1995 apparaît donc comme l événement majeur sur le ste, qu consttuera la crue de référence tant dans cette étude et que dans les réponses qu ont été apportées localement depus cette date pour la préventon locale des nondatons. La crue a duré quatre jours, mas certans quarters sont restés nondés pendant une durée supéreure. Ans, la pérode des plus hautes eaux de la crue de janver 1995 a duré 10 jours et la décrue de la Meuse s est effectué très lentement. Plus de 1000 foyers ont été vctmes de cet évènement. A sa sute, une 1ère sére de travaux d urgence a été réalsée. Selon BCEOM, la populaton dsposerat d un bon nveau de connassance des enjeux «nondaton» et des aménagements déjà réalsés, du fat d un effort de communcaton consent par le maître d ouvrage des travaux de protecton envsagés : nombreuses présentatons publques et expostons tnérantes (panneaux d'nformaton). En outre, les communes dsposent d un PPR approuvé le 8 octobre 1999, qu englobe une zone plus large que ces seules enttés (d où l appellaton de PPR «Meuse aval»). Il délmte des zones en foncton de l'mportance du rsque exstant : une zone rouge (où le rsque est plus élevé) et une zone bleue (rsque modéré 1 ). 1 Défn par une hauteur de submerson nféreure à 1m et une vtesse d écoulement fable. 6

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3. La préventon des nondatons par les ouvrages structurants 3.1 Cadre général de la stratége de préventon sur la Meuse Cette stratége assoce deux types d aménagements : - les zones de ralentssement dynamque des crues (ZRDC) dans le lt majeur et des aménagements localsés sur des stes partculèrement sensbles. Les ZRDC ont pour foncton la régulaton des débts par augmentaton du volume de rétenton et écrêtement des crues moyennes à fortes. Elles contrbuent à la réducton des dommages d nondatons à l aval. - les aménagements (ou protectons) localsés peuvent se déclner selon la typologe suvante : coupure de méandre, modfcatons des ouvrages hydraulques (abassement de seul de barrage, remplacement des barrages à agulles, etc ), endguement, suppresson des obstacles aux écoulements. Les aménagements localsés ont pour effets secondares des surcotes locales (en aval) ans que des accélératons de crues lées à la réducton de volume de rétenton en zone sensble. Les ZRDC agssent en compensaton de ces mpacts hydraulques négatfs. Une analyse de type coûts-bénéfces à été mse en place à l échelle du bassn de la Meuse dans le cadre de l étude globale du bassn de la Meuse réalsée en 001 par BCEOM. Les résultats obtenus montrent qu en face d une stratége retenue (par sélecton des varantes les plus effcaces économquement) dont le coût est estmé à 80 M, on peut estmer des bénéfces vosns de 1 M de bénéfces/an. 3. Préventon à Charlevlle Mézères Cette opératon s nscrt dans la stratége globale présentée c-dessus et a fat l objet d un Programme d Actons et de Préventon des Inondatons (PAPI). Les aménagements sont calculés pour dmnuer le rsque lé à la crue centennale (au drot de Charlevlle Mézères, la crue centennale de référence a été prse égale à celle sube en 1995). Etude et modélsaton des crues de la MEUSE, novembre 000, EPAMA 8

Les coûts du PAPI sont la somme de deux composantes : - 13, M TTC de coûts d ouvrages locaux de protecton de Charlevlles et Warcq ; - une fracton du coût de 10 M de la retenue de ralentssement, qu bénéfce essentellement à Charlevlle et Warcq en terme de bénéfces, mas pas seulement, sot entre 13 et 3 M TTC au total. Rappelons que ce coût résulte des dommages causés à pluseurs types d enjeux, selon une décomposton qu pourrat être la suvante sur la zone de Charlevlle et Warcq. Catégore de dommages sur les Ardennes Montant des dommages (1995) M Bens des partculers 6% Entreprses 63% Ouvrages publcs 11% TOTAL 100% Blan du coût des nondatons présenté par l assocaton unons du Faubourg d Arches (secteur Charlevlle et Warcq) Selon une hypothèse de durée de ve de ces nvestssements de 50 ans, le coût annuel en tenant compte de l actualsaton est de 0.55 à 0.98 M TTC/an. Pour la zone de Charlevlles et Warcq, les avantages attendus en terme de réducton des dommages de crues au drot et à l amont de l agglomératon ont été évalués à M de gan moyen annuel sur les dommages de crue, tous enjeux confondus (logements, entreprses et ouvrages publcs). Sur cette base, le bénéfce moyen annuel pour le seul enjeu «logements» peut être estmé à 0,5 M /an 3. Ans, le smple rapprochement de données exstantes fat apparaître une valeur actualsée nette du projet de protecton de Charlevlle-Mézères postve et comprse entre 1 et 1,5 M TTC/an, tous enjeux confondus (logements, entreprses et ouvrages publcs). 4. Plan du rapport La parte II de ce document présente la méthode des prx hédonques, les données utlsées lors de la mse en œuvre de cette méthode pour estmer les bénéfces de la protecton contre le rsque d nondatons et les résultats obtenus. La parte III de ce document présente la méthode d'évaluaton contngente, les données utlsées et les résultats obtenus. La parte IV propose une dscusson des valeurs obtenues, en confrontant les résultats obtenus par les dfférentes méthodes. Enfn, la parte V procède à une mse en perspectve des réusltats. 3 En supposant que la proporton des dommages pour les logements (par rapport à l ensemble des dommages) est la même du pont de vue des dommages évtés pour du fat des actons de préventon préctées, et du pont de vue des dommages constatés lors de la crue de 1995 (sot 6%). 9

II ESTIMATION DES BENEFICES DE LA PROTECTION CONTRE LE RISQUE D INONDATION PAR LA METHODE DES PRIX HEDONIQUES 1. La méthode des prx hédonques Ce paragraphe ne présente que les éléments essentels de la méthode des prx hédonques. Scherrer (004) et Terra (005a) fournssent une descrpton plus détallée de cette méthode. Cette méthode consste à décomposer le prx de marché d un ben (c, le prx d un logement) en foncton des caractérstques qu le défnssent. Cela permet de calculer la valeur monétare de chacune des caractérstques en comparant les prx de vente de bens présentant des valeurs dfférentes pour cette caractérstque, dans un rasonnement toutes choses étant égales par alleurs. L utlsaton de modèles économétrques rend possble une telle comparason. L hypothèse centrale de cette méthode est que les bens sont consttués d un ensemble hétérogène d attrbuts ou caractérstques. Dans ce contexte, le prx d un ben est la somme des prx de chacune des caractérstques composant le ben, de sorte que l on peut calculer un prx mplcte pour chacune. Formellement, le prx P d un logement est une foncton des caractérstques x 1,, x n de ce logement : P = f(x 1,, x n ). Les varables x 1,, x n représentent les caractérstques physques du logement (surface, nombre de salles de ban, âge), les caractérstques du vosnage (accessblté, proxmté des servces publcs) et des varables de qualté envronnementale (proxmté d améntés urbanes, localsaton en zone nondable). La dérvée partelle du prx par rapport à la caractérstque j ( P / x j ) du ben représente le prx mplcte de cette caractérstque, c est-à-dre le consentement à payer margnal pour une unté supplémentare de cette caractérstque. A la sute de Rosen (1974), on consdère généralement que l'estmaton d'un modèle hédonque se déroule en deux étapes. La premère étape consste à estmer la foncton (ou l'équaton) de prx hédonque relant le prx de vente du logement à ses caractérstques. Les prx mplctes margnaux pour chacune des caractérstques sont calculés à partr des coeffcents estmés de l'équaton. Ces prx margnaux et les caractérstques soco-économques des consommateurs sont utlsés pour estmer les paramètres des équatons comportementales des consommateurs. L'estmaton de la seconde étape est rarement effectuée en pratque. Cela semble justfé lorsque les externaltés sont localsées et affectent une fable proporton du marché mmobler. Palmqust (199) montre en effet que le consentement à payer pour un changement envronnemental peut être détermné à partr de l'estmaton du modèle hédonque dans le cas d'une externalté «localsée». Une externalté localsée affecte seulement un pett nombre de proprétés dans le marché, de sorte que l'équaton de prx d'équlbre n'est pas modfée par le changement. Dans ce document, à la sute de la majorté des études emprques utlsant la méthode des prx hédonques, seule la premère étape de la démarche de Rosen est mse en œuvre. 10

Dans cette étude, l objectf est de détermner l mpact de la localsaton en zone nondable sur le prx des logements. La dévalorsaton éventuelle des logements observée en zone nondable, par rapport au reste de la commune, tradut donc ce que les personnes sont prêtes à payer pour se localser hors de la zone de rsque et donc ne plus le subr (ou très ndrectement). Cette valeur est une estmaton des bénéfces qu ls accordent à la dsparton du rsque nondaton. Le fat qu actuellement le système «catnat» compense une parte des dommages est prs en compte par le marché mmobler et donc par les valeurs produtes par la méthode des prx hédonques.. L économétre spatale au servce de la méthode des prx hédonques L estmaton de la premère étape de la méthode des prx hédonques (c est-à-dre de la foncton hédonque) suppose de chosr une forme fonctonnelle, c est-à-dre d explcter la foncton f relant le prx de vente du logement à ses caractérstques. Cette queston fat l objet d un vf débat depus une vngtane d années. Le paragraphe VII.1 de Terra (005a) présente un rapde survol des ponts de dscusson et de controverses. Les prncpales formulatons de l équaton de régresson sont présentées dans le gude de bonnes pratques pour la mse en œuvre de la méthode des prx hédonques (Terra, 005a) et ne sont pas rappelées c. Une pste plus récente dans l analyse économétrque de la méthode des prx hédonques est l utlsaton de modèles ntégrant explctement une dmenson spatale. L économétre spatale est caractérsée par la prse en compte de la dépendance spatale entre les observatons stuées en dfférents ponts de l espace et/ou de l hétérogénété spatale qu survent par exemple quand les paramètres des modèles estmés varent spatalement. La dépendance spatale sgnfe que la valeur prse par une varable en un leu dépend de la valeur de cette varable en d autres ponts de l espace. La prncpale rason qu justfe la prse en compte de la dépendance spatale est que la dmenson spatale de l actvté socodémographque, économque ou régonale est un aspect prmordal dans la modélsaton du problème. Par exemple, dans le cas de la méthode des prx hédonques, cette dépendance spatale peut exprmer l dée ntutve que les prx des logements dans un même quarter s nfluencent mutuellement. Prendre en compte la dépendance spatale suppose au préalable de défnr ce qu consttue un quarter, et de construre ensute un modèle économétrque ntégrant explctement la dmenson spatale. L annexe A présente de manère détallée la modélsaton économétrque spatale, les tests de dagnostc spatal, le calcul des effets margnaux et la mesure de la qualté de l ajustement. 11

3. Présentaton des données Pour l étude d mpact de la localsaton en zone nondable sur le prx de l mmobler à Charlevlle-Mézères, dans les Ardennes, l échantllon utlsé comprend 501 transactons mmoblères réalsées au cours de la pérode 1986-004. Pendant cette pérode, rappelons les deux dates clés : - 1995 : crue centennale ; - 1999 : adopton du PPR. Charlevlle-Mézères : zone nondable (en bleu) et localsaton des logements étudés (ponts rouges) Toutes les mutatons enregstrées en zone nondable au cours de la pérode ont été ncluses dans l échantllon. La localsaton en zone nondable correspond aux zones affectées par l nondaton de 1995 et au zonage d aléas du PPRI 4. En revanche, en dehors de cette zone, compte tenu du grand nombre de mutatons enregstrées, un échantllon de ces mutatons a été obtenu par trage aléatore smple. Une sélecton de 50 mutatons a été opérée par trage aléatore sur un ensemble de 1165 transactons localsées dans 6 secteurs cadastraux pérphérques des secteurs nondables. 4 Pluseurs zones de rsques dfférents sont défnes dans le PPRI. Dans cette étude, le rsque auquel sont exposées les habtatons stuées en zone nondable est le rsque le plus fort (à l excepton de quelques logements stués en zone de rsque plus fable). 1

Compte tenu de la présence de valeurs manquantes pour certanes caractérstques mportantes des logements (surface habtable, nombre de pèces, âge), la talle de l échantllon utlsable est de 388 observatons. Les données transmses par les servces fscaux correspondent aux caractérstques physques du logement. Toutes les transactons ont été géoréférencées : un système d nformaton géographque a perms de calculer pluseurs varables de dstance mesurant la proxmté entre le logement et dfférents servces. Enfn, une varable défnt la localsaton (ou non) en zone nondable des proprétés. Ces varables sont détallées dans le tableau B1 stué à l annexe B. Le tableau 1 présente les caractérstques moyennes des logements, en dstnguant les deux zones de rsque d nondaton : zone nondable et zone non nondable. Ce tableau ndque que les caractérstques structurelles des logements ne sont pas dfférentes selon que ces logements sont stués en zone nondable ou en zone non nondable. En revanche, les proprétés stuées dans les deux zones dffèrent systématquement pour les varables de dstance. Tableau 1 Caractérstques moyennes des logements Zone non nondable Zone nondable Moyenne Ecart-type Moyenne Ecart-type t de Student Montant de la transacton ( ) 85 467 54 447 75 80 45 7 1,99 * Age de l habtaton 74,4 50, 70, 9, 1,00 Surface habtable (m²) 103,8 47,6 99,3 46,5 0,94 Nombre de pèces prncpales 4,63,06 4,43,0 0,96 Nombre de salles de ban 1, 0,59 1,13 0,55 1,5 Garage (0/1) 0,34 0,47 0,44 0,50 -,10 * Cave/celler (0/1) 0,90 0,30 0,86 0,35 1,1 Grener/comble (0/1) 0,51 0,50 0,48 0,50 0,70 Terrasse (0/1) 0,19 0,39 0,18 0,38 0,30 Exposton axe de crculaton mportant 0,8 0,45 0,19 0,39,06 * Vue sur la Meuse (0/1) 0 0 0,5 0,43-8,1 ** Dstance Meuse (m) 560,8 175,6 116,3 75,4 31,86 ** Dstance Monument hstorque (m) 616,5 4,7 318,6 9,0 15,70 ** Dstance Parc urban (m) 50,1 154,6 380,8 8,4-10,5 ** Dstance Arrêt de bus (m) 119,4 87,8 07,4 101,6-9,15 ** Dstance Etablssement scolare (m) 145,8 70,6 547,8 130,8-38,1 ** Dstance boulangere (m) 161,6 9,5 09,1 13,5-4,31 ** Dstance Place Ducale (m) 617,8 43,1 1099,5 81,6-5,67 ** Dstance à la gare routère (m) 601,3 18,0 166,1 80,1-39,03 ** Dstance à la gare ferrovare (m) 91,5 350,9 5,9 106,6 14,51 ** Effectf 185 03 * Dfférence entre zone non nondable et zone nondable sgnfcatve au seul de 5% **Dfférence entre zone non nondable et zone nondable sgnfcatve au seul de 1% 13

4. Une mons-value pour les logements stués en zone nondable L mpact de la localsaton en zone nondable sur le prx des logements est analysé sur la pérode 1986-004, pus en dstnguant la pérode précédant la crue (1986-1995) de la pérode suvant l nondaton (1996-004). Les résultats obtenus à partr des modèles économétrques usuels sont comparés aux résultats obtenus à partr des modèles économétrques spataux, en examnant dfférentes formes fonctonnelles. 4.1. Les résultats sur la pérode 1986-004 Le tableau B en annexe B présente les détals de l estmaton des modèles de régresson classques sur l ensemble de la pérode 1986-004. Ces résultats sont conformes aux hypothèses ntutves sur le sgne des coeffcents des dfférentes varables. En effet, plus les logements ont une grande superfce, un nombre mportant de pèces et de salles de ban, plus leur prx de vente est élevée, toutes choses étant égales par alleurs. Les logements les plus ancens ont une valeur plus fable. Le prx des masons est supéreur à celu des appartements (avec une dfférence de prx vosne de 16 000 ). Les habtatons dsposant d un garage se vendent à un prx plus élevé. La proxmté du logement au réseau de transport accroît également son prx de vente. L effet de la vue sur la Meuse sur le prx des logements n est pas statstquement sgnfcatf. Une varable «Tendance» est ajoutée dans le modèle pour tenr compte de l évoluton des prx des logements dans le temps 5 ; son sgne postf reflète l augmentaton des prx. Enfn, la varable de localsaton du logement en zone nondable est sgnfcatvement négatve. Au cours de la pérode 1986-004, les logements stués en zone nondable se sont donc vendus à un prx sgnfcatvement plus fable que les logements stués hors de cette zone, toutes choses égales par alleurs. Pour le modèle lnéare, la dfférence de prx est estmée à 14 40 et pour le modèle de Box-Cox à 13 350, ce qu représente entre 15,6 % et 16,6 % du prx de vente d une mason stuée en zone non nondable. Sur le plan statstque, le modèle lnéare explque 68 % de la varance du prx de vente, ce qu est proche des valeurs tradtonnellement obtenues dans les modèles hédonques. Même s l n est pas drectement comparable au précédent, le pseudo-r² du modèle de Box-Cox est substantellement plus élevé à 77 %. Un test du rapport de vrasemblance confrme que le modèle de Box-Cox est plus appropré que le modèle lnéare smple. Les tests de dagnostc spatal mettent en évdence : La présence de dépendance spatale 6 ; La pertnence d un modèle spatal. 5 Des travaux prélmnares ont utlsé une autre méthode d ajustement des prx, ntégrant dans le modèle une sére de varables bnares pour chacune des années de la pérode. Les résultats sont smlares à ceux présentés c. 6 le test I de Moran condut à rejeter l hypothèse d absence de dépendance spatale et les tests du multplcateur de Lagrange montrent qu un modèle à décalage spatal est appropré pour modélser cette autocorrélaton spatale. 14

Auss, ces tests amènent à enclencher une réflexon plus poussée à partr de 3 modèles spataux. Le tableau B3 présente les résultats de l estmaton des modèles de régresson lnéare, log-lnéare et Box-Cox avec décalage spatal sur l ensemble de la pérode 1986-004. Pour les caractérstques physques des logements, ces résultats sont qualtatvement proches de ceux obtenus avec les modèles tradtonnels. En revanche, dans les modèles avec prse en compte explcte de la dmenson spatale, les varables de dstance entre le logement et les transports en commun ne sont plus sgnfcatves. Cela sgnfe sans doute que l effet de ces varables observé auparavant se confondat avec un effet spatal. Ans, la prse en compte explcte de cet effet permet de séparer dans l mpact de cette varable ce qu relève de l effet dstance proprement dt et ce qu relève de l effet de vosnage. La valeur du coeffcent pour la varable «Localsaton en zone nondable» est sensblement plus fable dans les modèles à décalage spatal. Toutefos, cette dfférence ne se tradut pas dans la valeur de la mons-value pour les proprétés stuées en zone nondable. Pour le modèle lnéare, la dfférence de prx entre les deux zones est estmée à 1 890, pour le modèle loglnéare à 13 140 et pour le modèle de Box-Cox à -11 990 7. Cela représente entre 14,0 % et 15,4 % du prx de vente d une mason stuée en zone non nondable. Sur le plan statstque, on note que les modèles classques sont rejetés au proft des modèles spataux 8, ce qu confrme les résultats des tests de dagnostc présentés précédemment. De plus, le modèle de Box-Cox avec décalage spatal est préféré aux deux autres modèles spataux. 4.. Les résultats sur la pérode 1986-1995 La localsaton d un logement en zone nondable ne semble par avor d effet sur son prx de vente avant la crue de 1995. Le tableau B4 présente les résultats de l estmaton d un modèle de régresson lnéare et d un modèle log-lnéare classques sur la pérode précédant la crue de 1995 9. La qualté de l ajustement de ces modèles est nettement plus fable que dans les modèles précédents avec un R² comprs entre 58 % et 60 %, ce qu peut s explquer notamment par le fable nombre d observatons sur la pérode 1986-1995 (mons d une centane). Pluseurs caractérstques structurelles des logements n ont pas d effet sgnfcatf sur le prx du logement : âge du logement, mason vs. appartement. On peut également noter que le sgne de la varable «Nombre de salles de bans» est surprenant, mas l effet de cette varable est fablement sgnfcatf. 7 L ntervalle de confance à 95 % pour le modèle de Box-Cox à décalage spatal est [ - 18 610 ; - 5 75 ]. Cet ntervalle de confance a été calculé par la méthode du bootstrap sur la base de 100 réplcatons. 8 tests de Wald et du rapport de vrasemblance 9 Les tests de dagnostc spatal ndquent que l on ne rejette pas l hypothèse d absence d autocorrélaton spatale. Par conséquent, les modèles spataux ne sont pas estmés pour la pérode 1986-1995. 15

Enfn, l faut soulgner que l on ne rejette pas l hypothèse de nullté du coeffcent assocé à la varable «Localsaton en zone nondable». Cela sgnfe que ce modèle ne met pas évdence un effet sgnfcatf de cette varable sur le prx de vente des logements. Cela ne sgnfe pas nécessarement que cet effet est nexstant. 4.3. Les résultats sur la pérode 1996-004 L analyse des détermnants du prx des logements vendus entre 1986 et 1995 n a pas perms de mettre en évdence un effet de la localsaton en zone nondable. La crue de 1995 a-t-elle changé la percepton des acheteurs et des vendeurs? La localsaton dans cette zone a-t-elle un mpact sur le prx d un logement, toutes choses égales par alleurs, sur la pérode suvant la crue (1996-004)? Pour répondre à cette queston, une démarche analogue à celle décrte précédemment a été adoptée. Le tableau B5 présente les résultats des modèles de régresson classques pour la pérode 1996-004. Qualtatvement, ces résultats sont smlares à ceux de la pérode 1986-004 et les sgnes des coeffcents sont conformes à l ntuton. Une fos encore, le modèle lnéare standard est rejeté au proft d un modèle de Box-Cox. Par alleurs, les tests de dagnostc spatal suggèrent qu l exste une autocorrélaton spatale et qu un modèle à décalage spatal serat appropré. La varable «Localsaton en zone nondable» est statstquement dfférente de 0, ce qu sgnfe que les logements stués en zone nondable ont un prx sensblement plus fable que les logements stués hors de cette zone, dans la pérode qu sut la crue de 1995. Ce résultat logque est à confrmer en prenant en compte explctement les effets spataux. Le tableau B6 présente donc les résultats de l estmaton des modèles de régresson lnéare, log-lnéare et Box-Cox avec décalage spatal pour la pérode 1996-004. Ces résultats sont qualtatvement smlares à ceux obtenus à partr des modèles tradtonnels. Le modèle de Box- Cox avec décalage spatal est le modèle le plus adapté dans ce contexte. Le dfférentel de prx entre les proprétés stuées en zone nondable et celles stuées hors de la zone est de -0 370, sot 1,7 % du prx moyen d un logement stué en zone non nondable 10. Ces résultats mettent donc en évdence un effet de la localsaton en zone nondable sur le prx des logements. Cet effet est-l constant au cours de la pérode 1996-004? Pour répondre à cette queston, une varable supplémentare a été ajoutée aux modèles précédents. Cette varable bnare prend la valeur 1 s la transacton a eu leu en zone nondable avant 000 et 0 dans le cas contrare. Cette nouvelle varable permet de mesurer l mpact supplémentare éventuel de la localsaton en zone nondable sur le prx de l mmobler dans la pérode qu sut mmédatement l nondaton de 1995 (Harrson et al., 001). Les résultats des modèles classques et spataux sont présentés dans le tableau B7. 10 L ntervalle de confance à 95 % pour le modèle de Box-Cox à décalage spatal est [ - 9 330 ; - 10 430 ]. Cet ntervalle de confance a été calculé par la méthode du bootstrap sur la base de 500 réplcatons. 16

Ils montrent que la nouvelle varable n est pas sgnfcatve, ce qu sgnfe que l on ne rejette pas l hypothèse de constance de l effet de la localsaton en zone nondable sur le prx de l mmobler au cours de la pérode 1996-004. Qualtatvement, s l on procède à une analyse séparée sur chacune des deux souspérodes, on note que le dfférentel de prx dans la pérode qu sut mmédatement la crue est mons prononcée (- 16 000 ) que dans la pérode 000-004 où l attent -3 000. Cet effet n est certes pas sgnfcatf aux seuls usuels de sgnfcatvté, mas s l on accepte un rsque d erreur de 0 %, on observe une dfférence sgnfcatve entre les deux pérodes 11. Même s l faut nterpréter avec prudence ce résultat, on constate que le dfférentel de prx entre logements stués en zone nondable et logements stués en zone non nondable ne se rédut pas quand la durée qu sépare la date de la vente de la date de l nondaton augmente. Ce dfférentel aurat même tendance à se renforcer. Deux explcatons sont possbles : - d abord, un PPRI a été adopté en 1999. Ce document permet une nformaton plus large du publc sur le rsque d nondatons et sur les zones concernées par l aléa dans la commune ; - d autre part, une nondaton, de plus fable ampleur que celle de 1995, est survenue en 001, ce qu peut auss explquer la persstance de l effet «nondaton» sur le prx de vente. En résumé, l semble donc ben que le rsque «nondaton» sot durablement prs en compte par le marché mmobler après l nondaton de 1995. 4.4. Calcul des bénéfces de ne plus habter la zone soumse à rsque d nondaton On estme à 1500 le nombre de logements en zone nondable. La valeur totale gagnée à s extrare de la zone soumse au rsque nondaton est donc exprmée par 1500 * bénéfce moyen/logements, que ceux-c aent fat ou non l objet d une transacton mmoblère. Smplement, lorsque ces transactons ont déjà eu leu, le marché a rendu vsble cette valeur, snon, elle exste sans être exprmée. Selon les pérodes de référence choses pour établr la valeur du bénéfce moyen /logements ([1986-004], [1996 004] ou [000 004]), s extrare complètement du rsque nondaton en habtant en dehors de la zone nondable de Charlevlle Mézères générerat un bénéfce de 18 M, 30 M, ou de près de 50 M. Il serat au contrare non sgnfcatf s on ne trate que des données de transactons antéreures à 1995. On ne peut que noter que le marché mmobler reprodut la fluctuaton de la percepton du rsque acceptable, selon les pérodes des données hstorques prses en compte. 11 L ntervalle de confance de nveau 80 % pour la pérode 1996-1999 est [ - 0 750 ; - 4 70 ]. L ntervalle correspondant pour la pérode 000-004 est [ - 41 875 ; - 100 ]. Ces ntervalles de confance ont été obtenus par la méthode du bootstrap sur la base de 1000 réplcatons. 17

5. Synthèse S l on consdère l ensemble de la pérode 1986-004, la dfférence de prx entre logements stués en zone nondable et hors de cette zone est estmée à 1 000, sot 14 % du prx de vente d un logement stué hors de la zone nondable. Toutefos, l mpact de la localsaton en zone nondable sur le prx des logements vare au cours de la pérode étudée. Dans la pérode qu précède la crue de 1995, aucun mpact n est ms en évdence par l analyse économétrque (ce qu ne sgnfe pas nécessarement que cet mpact est nexstant). Dans la pérode 1996-004 qu sut la crue, l mpact de la localsaton en zone nondable est sgnfcatvement non nul. Dans la pérode suvant la crue, cette localsaton devent une caractérstque des logements prse en compte par les acheteurs de logement. La dfférence de prx moyenne sur la pérode 1996-004 entre logements stués en zone nondable et hors de la zone est de 0 000, ce qu représente envron 1,5 % du prx de vente d un logement stué en zone non nondable. Cette valeur représente la valeur antcpée captalsée des dommages causés par la localsaton d un logement en zone nondable. Elle représente la valeur accordée à la dsparton totale du rsque pour les proprétés stuées en zone nondable. Elle ntègre l exstence d une ndemnsaton catastrophe naturelle qu dmnue la valeur assocée à la basse du rsque. 18

III ESTIMATION DES BENEFICES DE LA PROTECTION CONTRE LE RISQUE D INONDATION PAR LA METHODE D'EVALUATION CONTINGENTE 1. La méthode d évaluaton contngente Ce paragraphe ne présente que les éléments essentels de la méthode d évaluaton contngente. Scherrer (004) et Terra (005b) fournssent une descrpton plus détallée de cette méthode. Contrarement à la méthode des prx hédonques, la méthode d évaluaton contngente ne s appue pas sur l observaton des comportements, mas utlse la reconsttuton d un marché fctf (contngent) pour ncter les ndvdus à révéler la valeur qu ls accordent à un ben ou un mleu naturel, à son améloraton ou aux dommages qu lu ont été causés. Sa mse en œuvre repose sur la réalsaton d enquêtes, auprès d un échantllon représentatf de la populaton concernée, au cours desquelles on soumet aux personnes nterrogées dfférents scénaros fctfs qu permettent d estmer la valeur qu elles accordent au ben étudé. Cette approche a le double avantage de permettre d évaluer des valeurs de non-usage et la valeur d un projet avant sa mse en œuvre. D un pont de vue théorque, le changement de qualté envronnementale que l on étude (c la réducton du rsque d nondaton) se tradut par une varaton du nveau de ben-être des personnes concernées par le changement. La varaton de ben-être lée à cette réducton du rsque se classe dans l un des deux cas suvants : o Augmentaton du nveau de ben-être s la personne nterrogée estme que cette mesure est «bonne» pour elle et est favorable à sa mse en œuvre. o Aucune varaton de ben-être s la personne nterrogée est ndfférente en ce qu concerne la mse en œuvre de la mesure. L objectf de la méthode d'évaluaton contngente est de tradure ces varatons de ben-être en une mesure monétare. Le premer cas (varaton postve du nveau de ben-être) sgnfe que la personne est prête à payer pour bénéfcer de la mesure qu augmente son ben-être. Le consentement à payer est défn précsément comme la somme d argent qu lasse la personne ndfférente entre le statu quo (avec un revenu nchangé) et le nouveau nveau de qualté (supéreur au précédent) avec un revenu rédut de cette somme. Ce consentement à payer est la mesure monétare de la varaton de ben-être engendrée par le changement de qualté envronnementale. 19

. Comment évaluer le consentement à payer des ménages pour une réducton du rsque? Dans cette étude, deux scénaros fctfs ont été proposés aux personnes nterrogées. Scénaro 1 : Assurance spécfque «nondaton» Le premer scénaro proposé aux personnes nterrogées est le suvant : «Nous nous plaçons dans le scénaro fctf où les personnes nondables devraent lbrement chosr de souscrre ou non à un contrat d assurance nondaton, qu consttuerat leur seul système d ndemnsaton pour les snstres lés aux nondatons. Pour les autres types de snstres leur assurance actuelle restera valable. L assurance spécfque nondaton permettrat d être totalement dédommagé des coûts matérels, du préjudce fnancer, et d un éventuel préjudce physque et moral (s la personne le demande, précser une couverture à hauteur de 300 /j d nondaton pour le préjudce moral non chffrable). Prendrez-vous une telle assurance?» S les personnes acceptent de souscrre à cette assurance, deux montants leur sont successvement proposés. Une queston ouverte leur propose enfn d ndquer plus précsément le montant qu elles sont prêtes à payer. Voc quelques éléments utles à l nterprétaton de ce scénaro. Les habtants de la zone nondée peuvent évaluer le ben-être qu ls gagneraent du fat de la dmnuton du rsque nondaton. Il leur est demandé d évaluer fnancèrement la contrbuton qu ls seraent prêts à fare pour cela. Pour dsposer d un support de paement cohérent avec le thème étudé et ader les personnes à ntégrer la noton de probablté du rsque, l a été proposé de leur présenter comme support de paement une cotsaton annuelle à une assurance qu les dédommagerat de tous les dommages : coûts matérels, préjudce fnancer, physque et moral. La valeur obtenue reflète donc ce que les personnes souhatent payer au maxmum pour être ntégralement compensées en cas d nondatons. Chaque ndvdu retre ans une satsfacton équvalente des deux stuatons suvantes : - payer l assurance, être nondé et être compensé pour toutes les formes de dommages ; - ou ne pas payer l assurance, être nondé et n être compensé pour aucun dommage. La somme accordée par les rverans pour s assurer représente le montant fnancer qu ls accordent à tous les dommages qu ls subssent. Cette somme n est pas exactement l estmaton des bénéfces qu ls accordent pour ne plus être nondés, mas une approxmaton. En effet, dans le scénaro proposé, les habtants sont dédommagés, mas pas mons exposés au rsque. 0

Scénaro : Fnancement de travaux de protecton Le second scénaro proposé aux personnes nterrogées est le suvant : «Voc un autre scénaro, tout auss fctf que le précédent. Les pouvors publcs pourraent nvestr dans des travaux de protecton destnés à dmnuer le rsque d nondaton par la crue centennale, type 1995. Ces travaux ne permettraent pas d évter les nondatons, mas ls lmteraent tout de même leur mpact, en rédusant la hauteur d eau et les vtesses de courant à des valeurs compatbles avec la sécurté des personnes. Ils ne seraent engagés que s la populaton concernée accepte d'y contrbuer fnancèrement. Est-ce que vous préférez cette soluton à celle d'une assurance spécfque compensant tous les dommages quelle que sot l'mportance de l'nondaton?» S les personnes nterrogées ndquent préférer cette soluton ou répondent «je ne sas pas», la queston suvante leur est alors posée : «Comben accepterez-vous de payer annuellement pour fnancer ces travaux, en complément de votre système d ndemnsaton actuel?» Voc quelques éléments utles pour l nterprétaton de ce scénaro. Il est demandé aux habtants d évaluer fnancèrement la contrbuton qu ls seraent prêts à fare pour fnancer des travaux vsant à abasser le rsque. Le nveau de cette dmnuton n est pas précsé aux enquêtés (on parle d attendre un rsque compatble avec la sécurté des personnes). Le support de paement n est pas précsé non plus, sauf s l enquêté le demande, auquel cas, l est précsé que sa contrbuton sera perçue va les mpôts locaux. La précson état fate que les travaux ne seraent engagés qu a condton que les personnes acceptent de contrbuer, pour fare réalser aux habtants qu ls devraent fnancer ntégralement leur protecton. A la dfférence du scénaro précédent, l est précsé que le système actuel d ndemnsaton fat parte du scénaro. La valeur obtenue reflète donc ce que les personnes souhatent payer au maxmum pour dmnuer leur nveau de rsque, en sachant qu elles bénéfcent du système d ndemnsaton en place de type Catnat. Chaque ndvdu retre ans une satsfacton équvalente des stuatons suvantes : - Contrbuer aux travaux, basser le nveau de rsque, être compensé par le système Catnat mas dans une confguraton de rsque abassé ; - ou ne pas contrbuer aux travaux, conserver le même nveau de rsque et bénéfcer du système Catnat. La somme accordée par les rverans pour dmnuer leur rsque représente le montant fnancer qu ls accordent à la basse du rsque, compte tenu de la protecton dont ls bénéfcent par le système Catnat. Cette somme est une estmaton des bénéfces qu ls accordent à la basse du rsque nondaton. La quantfcaton de la basse du rsque est nconnue dans ce scénaro. 1

3. L analyse économétrque des réponses Schématquement, on peut dstnguer tros types de réponses aux questons sur le consentement à payer des ménages : - les valeurs strctement postves ; - les «vras zéros» : la valeur 0 correspond réellement à la valeur accordée à la nusance. Cette valorsaton correspond à une stuaton dans laquelle les personnes répondant 0 estment que leur nveau d'utlté restera nchangé s le programme proposé est ms en œuvre. - les «faux zéros» : la valeur nulle déclarée ne correspond pas à la vrae valeur accordée au changement contngent proposé. Pluseurs rasons peuvent explquer ce comportement : comportement de passager clandestn (free rder), réacton hostle à l'entreten ou au véhcule de paement adopté. Dans ce cas, la valeur ndvduelle est, en fat, manquante car l'ndvdu ne révèle pas son vértable consentement à payer (ou à recevor). Le tableau présente la répartton de ces tros catégores de réponse dans l échantllon pour chacun des deux scénaros. L annexe C présente la démarche permettant d dentfer les vras et les faux zéros, à partr d une queston de suv destnée à dentfer les motfs du refus de paement. Tableau : Répartton de l échantllon selon les réponses à la queston de valorsaton Scénaro 1 Scénaro Vras zéros 46,4 % 6,5 % 71,9 % 48, % CAP > 0 5,5 % 41,7 % Faux zéros 8,1 % 8,1 % 51,8 % 51,8 % La proporton plus élevée de faux zéros dans le scénaro de partcpaton aux travaux pourrat ndquer qu l exste davantage de comportements opportunstes ou que ce scénaro est mons crédble. Néanmons, ce taux de faux zéros n est pas atypque. Ces tros types de réponses soulèvent deux problèmes économétrques majeurs : - gnorer la concentraton de réponses en 0 (vras zéros) rend nvalde l estmaton des paramètres de la régresson (bas de l estmateur des MCO dans le cas des questons ouvertes par exemple), ans que l estmaton de la moyenne du consentement à payer. - écarter de l analyse les faux zéros peut créer un bas de sélecton s les faux zéros sont systématquement dfférents du reste de l échantllon. Dans cette étude, la modélsaton économétrque proposée permet d ntégrer et de résoudre ces deux problèmes pour les questons fermées et pour la queston ouverte. Elle est décrte à l annexe D.

4. Les données utlsées Pour cette étude, 500 personnes résdant en zones rouge (78,6%) et bleue (1,4%) du PPRI (c est-à-dre en zone nondable) ont été nterrogées à leur domcle par quatre enquêteurs. Les entretens se sont déroulés du 6 avrl au 4 ma 005. Le questonnare d une durée moyenne de 40 mnutes se compose de quatre partes : - la premère parte est consacrée à la stuaton des personnes nterrogées par rapport au rsque d nondatons : stuaton du logement, nondatons subes (nombre, dommages causés, notamment pour l nondaton de 1995), travaux effectués sute aux nondatons ; - la seconde parte vse à détermner l évaluaton du rsque d nondatons par les personnes nterrogées ; - la trosème parte présente les deux scénaros de valorsaton décrts précédemment ; - la dernère parte du questonnare regroupe les questons soco-démographques (sexe, âge, professon, revenu, ). L annexe E présente les résultats descrptfs correspondant aux deux premères partes du questonnare. L annexe F examne la représentatvté de l échantllon par rapport à la populaton de Charlevlle. Certanes catégores, dont les ouvrers, sont sous-représentées dans l échantllon analysé. Une pratque courante est de redresser l échantllon pour dsposer d un échantllon représentatf de la populaton. Dans cette étude, deux dffcultés prncpales ont condut à ne pas redresser l échantllon : - la populaton de référence est la populaton des ménages habtant en zone nondable. Or, ce découpage de la commune en foncton du rsque d nondaton ne coïncde pas avec les découpages admnstratfs pour lesquels les nformatons permettant d assurer le redressement de l échantllon sont dsponbles. - la fable proporton d ouvrers dans l échantllon condurat, en cas de redressement par pondératon, à leur accorder un pods très grand dans l analyse. Leur fable nombre rend très mprécse l estmaton pour ce groupe des bénéfces accordés à la protecton contre le rsque d nondaton. Par conséquent, le redressement de l échantllon aurat pour conséquence l ajout d une varablté supplémentare et artfcelle. 3

5. Analyse descrptve de la premère parte d enquête L annexe E présente l ntégralté de cette analyse, dont les prncpaux ensegnements sont reprs c. Le logement des personnes nterrogées En moyenne, les personnes nterrogées habtent à leur adresse actuelle depus 15 ans. On n observe pas de dfférence sgnfcatve dans la durée d occupaton des personnes habtant en zone rouge et des personnes résdant en zone bleue. Il y a presque autant de proprétare (47,5 %) que de locatares et presque autant de logements pavllonnares dans l échantllon (46, %) que d appartements. Il semble que le rsque nondaton at été «tradtonnellement» ntégré dans les constructons : parm les personnes résdant en mason : - 81 % habtent dans des masons surélevées par rapport à la rue. La surélévaton moyenne est 95 cm en zone rouge et de 85 cm en zone bleue. - Globalement, l aménagement des nveaux bas des masons est mondre en zone rouge, qu en zone bleue. La connassance du rsque d nondaton La connassance du rsque est bonne : 94 % des personnes habtant en zone rouge savent que leur logement est stué en zone nondable contre 76 % des personnes habtant en zone bleue. Près d une personne sur cnq déclare avor cherché à se rensegner sur le rsque d nondaton avant nstallaton, en prorté auprès du vosnage. Inondatons subes Envron 40% des personnes nterrogées ont sub une nondaton à leur domcle actuel. La majorté des personnes nterrogées n a sub aucune nondaton à une autre adresse (90 % envron). L nondaton de 1995 90 % des personnes nterrogées ayant sub au mons une nondaton ont été vctmes de l nondaton de 1995, quas exclusvement à leur domcle actuel. Pour un ters des personnes vctmes de l nondaton de 1995, la durée de l nondaton a été comprse entre 10 jours et semanes. Le graphque présente l ampleur des dégâts subs par les personnes vctmes de l nondaton de 1995. Les dommages les plus fréquents concernent les murs et les closons, les menuseres, pus le mobler et les apparels électroménagers. 4