L évaluation du risque dans le système des transports routiers par le développement du modèle TAG

CRT-99-11 L évaluation du risque dans le système des transports routiers par le développement du modèle TAG par Laurence Jaeger Thèse de doctorat soutenue à l Université Louis Pasteur, Strasbourg, dirigée par Marc Gaudry, Sylvain Lassarre et Marc Willinger Agora Jules Dupuit Publication AJD-32 Centre de recherche sur les transports Publication CRT-99-11 Avril 1999 i

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Résumé Le modèle économétrique TAG (Trafic - Accident - Gravité) du risque routier au niveau national français comprend sept équations relatives à quatre dimensions du risque: (i) l exposition au risque mesurée par le kilométrage parcouru ; (ii) le comportement à risque mesuré par la vitesse moyenne sur le réseau interurbain ; (iii) la fréquence des accidents traduite par leur nombre ; (iv) la gravité des accidents traduite par les taux de tués, blessés légers et blessés graves par accident corporel. Dans une étape préliminaire, nous estimons le kilométrage mensuel sur la période 1957-1993 en exploitant les données d enquêtes partielles sur le trafic, la consommation unitaire des véhicules et les statistiques du parc des véhicules routiers, calées sur les statistiques des ventes de carburant de la période considérée. Nous formulons ensuite notre modèle, où l on peut juger de l influence sur les quatre dimensions du risque d un ensemble d une cinquantaine de variables explicatives. Le modèle est récursif, au sens où les équations relatives aux indicateurs spécifiques de risque (le nombre d accidents et de victimes et les taux de gravité) vont dépendre du kilométrage parcouru et de la vitesse moyenne sur le réseau interurbain, sans que l inverse ne soit vrai. On distingue alors les effets directs des variables explicatives, mesurés par des élasticités, sur les indicateurs relatifs au risque routier et leurs effets indirects induits par l intermédiaire du kilométrage et de la vitesse. Du point de vue économétrique, une structure d autocorrélation spécifique étant introduite dans chaque équation, toutes les variables sont soumises au même filtre et, comme les variables explicatives ne sont pas retardées, les équations peuvent être interprétées comme les équations d un modèle statique de long terme. Nous estimons la meilleure forme fonctionnelle entre la forme linéaire et logarithmique par la transformation Box-Cox. Le risque de multicolinéarité est contré par la mise en place d une procédure d estimation par étapes, complémentaire des tests usuels. Les élasticités obtenues sont conformes aux anticipations et à celles d autres modèles macro ou microscopiques. Mots clés : Risque routier, kilométrage total, accidents, blessés légers, blessés graves, tués, vitesse, modèle économétrique TAG, transformation Box- Cox, mesures de sécurité routière. Abstract The TAG (Traffic, Accidents, Gravity) econometric model of road safety in France is a system of seven equations pertaining to four types of risk : (i) exposure risk, measured by vehicle kilometrage ; (ii) risk-taking behaviour represented by average speed on the intercity road network ; (iii) accident frequency, taken to be its number ; (iv) the severity of accidents interpreted as the light injury and severe injury morbidity rates, as well as the mortality rate, of bodily damage accidents. To obtain, in a preliminary step, estimates of monthly vehicle-kilometrage over the period 1957-1993, we combine partial data sources on traffic, energy efficiency rates of vehicles and the stock of vehicles by category, fitted to automotive fuel sales. We then use about fifty variables as explanatory variables in our model, which is recursive in the sense that accident frequencies and severity rates depend on two endogenous variables of the system, vehicle-kilometrage and (average highway) iii

speed, but the reverse is not the case. Changes in explanatory variables have effects on risk indicators measured by elasticities, both direct and indirect through their impact on kilometrage and speed. As we use equation-specific multiple-autocorrelation structures, all variables of a given equation are subjected to the same filter and the equations, that contain no lagged variables, are implicitly dynamic and can be interpreted as those of a longterm static model. We estimate the optimal functional form, between the linear and logarithmic cases, with Box-Cox transformations. In addition to standard tests, we reduce the risks of multicolinearity by using a step-wise type inclusion of variables. The elsasticities obtained are consistent with those found in other macro and micro models. Key words : road risk, total kilometrage, road accidents, light injuries, severe injuries, fatalities, speed, TAG econometric model, Box-Cox transformation, road safety measures. iv

TABLE DES MATIÈRES Abstract/Résumé Table des matières Remerciements Sommaire ii iii v vi INTRODUCTION GENERALE 1 CHAPITRE 1 LA MODELISATION DU RISQUE ROUTIER Introduction du chapitre 1 7 Section 1.1 L évolution de la modélisation de l insécurité routière 9 1.1.1 Un aperçu historique 9 1.1.2 Les fondements des modèles 14 Section 1.2 TAG : un modèle économétrique du risque routier en France 16 1.2.1 Le cadre méthodologique 17 1.2.1.1 La structure globale du modèle 18 1.2.1.2 La structure simultanée du modèle 24 1.2.1.3 Le choix d un modèle mensuel 26 Section 1.3 Analyse de l évolution des indicateurs du risque routier de 1957 à 1993 27 1.3.1 L exposition au risque 27 1.3.2 Le risque comportemental et technologique 29 1.3.3 La fréquence des accidents et le taux de gravité 30 1.2.3.1 Analyse annuelle 30 1.2.3.2 Analyse mensuelle 33 Conclusion du chapitre 1 35 CHAPITRE 2 ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Introduction du chapitre 2 39 Section 2.1 La méthode d estimation de l exposition au risque 41 2.1.1 La formulation de base 42 2.1.2 Le système en boucle 46 2.1.3 La consommation unitaire moyenne 47 Section 2.2 La consommation énergétique moyenne des véhicules légers 54 2.2.1 La consommation évaluée en laboratoire 54 2.2.1.1 L absence d indicateurs dans le passé 55 2.2.1.2 Modélisation de la structure par âge du parc 60 2.2.1.3 La consommation conventionnelle moyenne 73 2.2.2 Les facteurs responsables de la surconsommation 74 2.2.2.1 La formalisation du modèle 75 2.2.2.2 Résultats et interprétations 77 2.2.2.3 Application du modèle sur l ensemble de la période 80 Section 2.3 L évaluation du kilométrage total France entière 81 2.3.1 La détermination de la consommation intérieure en carburant 81 2.3.1.1 La formulation du modèle 82 2.3.1.2 Résultats et interprétations 85 2.3.2 L estimation du kilométrage mensuel total 89 2.3.3 L estimation du kilométrage annuel total 90 Conclusion du chapitre 2 92 v

CHAPITRE 3 LA REPRESENTATION D UN SYSTEME COMPLEXE Introduction du chapitre 3 99 Section 3.1 La schématisation du système de la circulation routière 101 3.1.1 Le triptyque «véhicule - conducteur - route» 102 3.1.2 Le système et son environnement 103 3.1.3 La classification des variables explicatives 105 Section 3.2 Les facteurs endogènes au système 108 3.2.1 L exposition au risque 108 3.2.2 La structure du parc 108 3.2.3 L aléa lié à l usager 115 3.2.4 La configuration du réseau national 127 Section 3.3 Les facteurs exogènes au système 131 3.3.1 L environnement économique 131 3.3.2 Les actions réglementaires 157 3.3.3 Les conditions climatiques 161 3.3.4 Les perturbations transitoires 163 Conclusion du chapitre 3 164 CHAPITRE 4 APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Introduction du chapitre 4 165 Section 4.1 La formulation économétrique du modèle 167 4.1.1 Le modèle statistique 168 4.1.2 La méthode d estimation 172 Section 4.2 Modélisation de la demande routière 175 4.2.1 Résultats des estimations 175 4.2.2 Analyse détaillée et interprétations générales 177 Section 4.3 Modélisation des effets affectant le risque comportemental 181 4.3.1 Résultats des estimations 181 4.3.2 Analyse détaillée et interprétations générales 183 Section 4.4 Modélisation des indicateurs de l insécurité routière 185 4.4.1 Résultats des estimations 185 4.4.2 L incidence de l activité du secteur des transports 188 4.4.3 La prise de risque 193 4.4.4 Les effets de la conjoncture économique 197 4.4.5 Les enjeux des politiques de sécurité routière 208 Conclusion du chapitre 4 214 CONCLUSION GENERALE 221 ANNEXE I «GUIDE : SOURCES STATISTIQUES, PROCEDURES, MODELES DANS LE CADRE DE L EVALUATION DE L EXPOSITION AU RISQUE» 226 BIBLIOGRAPHIE 339 vi

Remerciements La thèse a été réalisée au sein du Bureau d Economie Théorique et Appliquée (B.E.T.A.) à Strasbourg, de l Institut National de Recherche sur les Transports et leur Sécurité (I.N.R.E.T.S.) à Arcueil et du Centre de Recherche sur les Transports (C.R.T.) à Montréal. Le projet de thèse a réuni trois personnes qui ont maintenu leur engagement sans relâche durant toute la durée du projet : (i) Marc Gaudry, Professeur à l Université de Montréal, qui m a guidé face à la complexité du modèle. Ses travaux de recherche sont à l origine de la problématique de la thèse. Je le remercie pour ses nombreux conseils, sa disponibilité et ses encouragements. (ii) Sylvain Lassarre, Directeur de recherche à l I.N.R.E.T.S., qui a suivi et appuyé le développement de la thèse. Sa connaissance du domaine, ses contributions nombreuses et variées ont été indispensables à l élaboration de la thèse. Au delà du cadre de la recherche, son soutien, son attention et son souci de m intégrer dans de nombreux projets m ont été très bénéfiques. (iii) Marc Willinger, Professeur à l Université Louis Pasteur, qui a encadré la thèse. Je le remercie de m avoir permis de travailler au sein du laboratoire dans les meilleures conditions et d avoir assumé la direction d une thèse dans un domaine qui lui était éloigné. Je remercie les Professeurs Ulrich Blum, Jose Kobielski et François Laisney qui ont accepté d être les rapporteurs de cette thèse et qui me font l honneur de composer mon Jury, ainsi que le Professeur Moshe Ben-Akiva pour son accueil au sein du département de Civil and Environmental Engineering du Massachusetts Institute of Technology (Cambridge). Je tiens également à remercier toutes les personnes qui m ont apporté leur aide et leur soutien pour parvenir au bout de ce travail : Maurice Girault (SES/DAEI) et Jean Loup Madre (DEST/INRETS) pour m avoir initiée aux arcanes de l information statistique sur les transports ; François Fournier et Robert Simard (SAAQ, Québec) pour m avoir encouragé et conseillé par rapport aux développements du modèle DRAG, ; Jean Marie Beauvais (Beauvais Consultants) et Sylvain Marsault (Europstat) pour avoir résolu certains problèmes délicats d estimation ; et les différents interlocuteurs de l INRETS (M. Carré, M. Filou et M. Hoyau), de l ADEME (M. Bossebouef), du CCFA (M. Debar), du CPDP, de la DTT (M. Benoît), du SES/DAEI (M. Curtet), et de la Commission Européenne / DGE (Mme Melh) qui m ont fait profiter de leurs connaissances dans leur domaine. Ce travail a bénéficié du soutien financier de l Institut National de Recherche sur les Transports et leur Sécurité, je souhaite remercier la directrice du DERA, Mme Hélène Fontaine et les différentes personnes, notamment Mme Métier, qui ont été des correspondantes efficaces. J ai bénéficié tout au long de la thèse d échanges constructifs, notamment avec les différents stagiaires, Anna Galtchouk, Samira Chekatt, Alicia Perez, Sandra Campo et Yves Kuhri. L ensemble du centre de recherche, par son ambiance et son entraide, a contribué à faciliter la réalisation de la thèse. vii

SOMMAIRE L Observatoire National Interministériel de la Sécurité Routière produit chaque année un bilan relatif au risque routier en France. Bien que les tendances des principaux indicateurs de risque soient estimées, il demeure que l interprétation de l évolution du risque est sommaire et l évaluation des mesures de sécurité routière lacunaire. Pour combler ce besoin d un outil pour suivre et expliquer l évolution de l insécurité routière au niveau national, nous avons développé un modèle économétrique TAG (Trafic - Accident - Gravité) du risque routier au niveau national, qui est un système à sept équations relatives à quatre dimensions du risque: - l exposition au risque mesuré par le kilométrage parcouru, - le comportement à risque mesuré par la vitesse moyenne sur le réseau interurbain, - la fréquence des accidents traduit par leur nombre, - la gravité des accidents traduit par les taux de tués, blessés légers et blessés graves par accident corporel. Le kilométrage total en France, c'est à dire le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules sur le réseau routier français, est peu connu au plan statistique. Seuls les réseaux des autoroutes et routes nationales font l objet d un suivi statistique. En fait, la difficulté réside au niveau de l organisation d un système de recueil d information par sondage et par comptage sur tous les réseaux, spécialement en milieu urbain et sur le réseau départemental. Il est cependant nécessaire, dans le cadre de notre problématique, de disposer d une estimation rigoureuse et précise du kilométrage pour apprécier la progression de l exposition au risque routier. La méthode d estimation du kilométrage mensuel sur la période 1957-1993 est dans la lignée des travaux menés au Service Economique et Statistique du Ministère des Transports en France et au Centre de Recherche sur les Transports à l Université de Montréal. Le principe est d exploiter les données d enquêtes partielles existantes sur le trafic, la consommation unitaire des véhicules et les statistiques du parc des véhicules routiers, en les calant sur les statistiques des ventes de carburant de la période considérée. Nous disposons maintenant d un modèle explicatif du risque, où l on peut juger de l influence sur les quatre dimensions du risque d un ensemble d une cinquantaine de variables explicatives. Il s agit en fait d un modèle récursif, dans le sens où les équations relatives aux indicateurs spécifiques de risque : le nombre d accidents et de victimes et les taux de gravité, vont dépendre du kilométrage parcouru et de la vitesse moyenne sur le réseau interurbain. On peut alors distinguer les effets des variables explicatives, mesurés par des élasticités, sur les indicateurs relatifs au risque routier en effet direct et en effet indirect par l intermédiaire du kilométrage et de la vitesse. L originalité du modèle TAG tient dans cette structure récursive à quatre niveaux, qui permet de mieux saisir l influence des variables explicatives sur le risque routier. Grâce à la structure d autocorrélation introduite dans chaque équation, les variables à expliquer et explicatives sont soumises au même filtre, et comme les variables explicatives ne sont pas retardées, les équations peuvent être interprétées comme les équations d un modèle statique de long terme. La deuxième force du modèle TAG réside dans la possibilité d estimer la meilleure forme fonctionnelle entre la forme linéaire et logarithmique par la transformation de Box-Cox qui rend mieux compte de la relation entre la variable à expliquer et les variables explicatives. viii

La structure du modèle TAG nous permet d appréhender les niveaux de performance du système des transports routiers dans sa globalité. Nous obtenons une estimation de l incidence des facteurs internes et externes du système de transport routier sur la mesure de l exposition au risque, sur le risque comportemental et technologique et sur les différents indicateurs du risque routier. L intérêt de la structure du modèle repose sur sa capacité à évaluer les impacts directs et indirects des principaux facteurs sur le bilan routier à travers le kilométrage total et la vitesse moyenne, ainsi que les effets de substitution entre les différentes catégories d accidents et les différents niveaux de gravité. A l examen des résultats relatifs au kilométrage total, le parc des voitures particulières et commerciales et les déplacements liés au travail représentent les facteurs dominants ayant une influence positive sur l activité des transports routiers. A l opposé, si les responsables des politiques nationale et européenne des transports souhaitent limiter la circulation routière selon des objectifs environnementaux ou d économie d énergie, un encouragement à l achat de petites automobiles ou une majoration du prix du carburant aurait une efficacité certaine. L évaluation de l impact de divers facteurs sur le risque comportemental et technologique, représenté par la vitesse moyenne, a permis de constater que certaines mesures relatives aux limitations de vitesse se sont révélées efficaces. En outre, d autres mesures répressives, notamment dans le cas de la conduite en état d ébriété ou l instauration du système de Bonus- Malus, ont encouragé les conducteurs à respecter les limitations de vitesse. Le kilométrage parcouru, la vitesse moyenne et la part des petites automobiles sont apparus comme les facteurs majeurs du risque routier. Une hausse des deux premiers aggravent le risque, une hausse du dernier réduit le risque. Un effet d adaptation de la vitesse sous l influence du port de la ceinture de sécurité est mis en évidence. Un deuxième groupe de facteurs composé de variables relatives à la composition du parc (les poids-lourds et les deuxroues motorisés), au prix du carburant a une forte influence moyenne sur le risque. Les effets des autres facteurs sont moindres mais non négligeables. Les impacts des mesures de sécurité routière sont contrastées, certaines se sont montrées efficaces comme le port du casque pour les motocyclistes ou le contrôle aléatoire de l alcoolémie, d autres décevantes comme les premières lois fixant les seuils d alcoolémie ou le programme objectif -10%. Comme le modèle s arrête en 1993, il n est pas possible d évaluer les mesures récentes comme le contrôle technique ou l instauration du permis à points. Des effets de substitution entre gravité mortelle, grave et légère ont pu être identifiés par exemple pour la vitesse. Ces modèles résultent d une série d estimations menées suivant une procédure ascendante où sont introduites, pas à pas dans les équations, les variables qui apportent de l information tout en ne déstabilisant pas trop la structure ancienne. On tire avantage au maximum du choix des formes fonctionnelles à l aide de la transformation de Box-Cox dans les équations du modèle. Si la forme logarithmique est adaptée pour modéliser les accidents mortels et le nombre de blessés légers et graves, et de tués, des formes non linéaires conviennent mieux pour les autres variables endogènes. Le risque de multicolinéarité, souvent rencontré dans ce type de modèle comprenant un nombre important de variables explicatives, est contré en complément des tests usuels, par la mise en place d une procédure d estimation opérant par étape. Enfin, les résultats obtenus révèlent pour une grande majorité de facteurs, une certitude élevée. L ordre de grandeur des élasticités est conforme aux anticipations et aux résultats d autres modèles macro ou microscopiques du risque. ix

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE CHAPITRE 1 LA MODÉLISATION DU RISQUE ROUTIER Introduction Les modèles d insécurité routière sont centrés sur le processus de génération de l accident, et des victimes qui en découlent et se situent au sein du système des transports routiers. Pour concevoir et estimer des modèles de suivi de l insécurité routière, le modélisateur possède une grande liberté, le résultat va dépendre des objectifs à atteindre. Bien fixer le cadre des fonctionnalités que l on cherche à offrir pour un modèle est essentiel. L objectif premier d un modèle est d aider à comprendre un phénomène. Toutefois, il est important que les objectifs du chercheur soient liés aux besoins du décideur. Il est incontestable que la recherche ne se situe pas sur le même plan que l action : elle est en amont, à l origine de l élaboration des connaissances. La recherche dans le secteur des transports routiers et en particulier au niveau du risque que ce système engendre est pluridisciplinaire. Plusieurs domaines scientifiques (psychologie, sociologie, ingénierie routière, technologie des véhicules, etc.) touchent le problème de l insécurité routière et viennent contribuer à une meilleur connaissance du phénomène. De nombreux liens existent entre action et recherche, en particulier la recherche sur les conséquences de l action, c est-à-dire l évaluation de celle-ci, est une préoccupation grandissante. La modélisation peut dans une certaine mesure tenter d y répondre. Actuellement le besoin de promouvoir une approche plus synthétique du risque routier par la recherche et l élaboration d un modèle intégrant mieux la complexité de ces phénomènes a contribué au développement d un modèle agrégé visant à expliquer les accidents, leur gravité et les victimes de la route dans sa globalité. L objectif de ce chapitre consiste à présenter les différents aspects du modèle développé et de justifier en quoi il répond à l ensemble des éléments définis ci-dessus. La démarche proposée dans ce chapitre est de situer dans un premier temps, le modèle en faisant le point sur la littérature et en présentant les fondements des modèles de l insécurité routière (section 1.1). Il est important de faire une présentation de la façon d appréhender le système des transports routiers afin de mieux comprendre les causes de son dysfonctionnement. Ainsi, dans un deuxième temps, nous présentons la structure du modèle retenu ainsi que les différents aspects originaux relatifs à sa formulation économétrique (section 1.2). Enfin, dans un troisième temps, nous analysons l évolution des différents indicateurs du risque routier ; la mesure d exposition au risque, la mesure du risque comportemental et enfin le nombre d accidents, leur taux de gravité et le nombre de victimes de la route (section 1.3). 1

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 2

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 1.1 L évolution de la modélisation de l insécurité routière L approche traditionnelle consistait à décrire l évolution temporelle du bilan de la sécurité routière. La prise de conscience du coût et des enjeux de l insécurité routière en terme d économie publique engendre progressivement une dynamique de recherche orientée vers l élaboration de modèles agrégés. Une approche modélisatrice tentant d appréhender le système de l insécurité routière dans sa globalité succède donc à une démarche descriptive. 1.1.2 Un aperçu historique Une revue exhaustive est difficile en raison de la multitude des directions de recherche actuelles. Cependant, il est possible de distinguer une certaine cohésion dans la progression des modèles. Smeed (1949) est le premier à énoncer une relation entre un indicateur de risque et deux facteurs liés à l exposition au risque. La formulation proposée est connue sous l appellation «la loi de Smeed». Elle exprime le nombre de tués sur la route D en fonction du nombre de véhicules motorisés M et de la population de la région P : D = cm. a P b (1) Nonobstant les biais liés aux évolutions différentes des catégories de victimes et la colinéarité entre les variables, l estimation du modèle par Broughton (1988) confirme l ajustement correct entre la formulation et les données britanniques. Ce résultat semble ne plus correspondre à l évolution actuelle de l insécurité routière. Minter (1987) souligne que la formulation de Smeed correspond à un modèle d apprentissage. En effet, le nombre de véhicules par habitant exprime une mesure de la capacité d apprentissage des individus. Le parc des véhicules augmentant chaque année, les usagers accroissent nécessairement leur expérience. De plus, le nombre de personnes décédées par véhicule correspond à une mesure de la performance du système de sécurité routière. En conséquence, l auteur développe un modèle exponentiel où il substitue d une part, à la mesure de l expérience cumulée, le nombre de véhicules-kilomètres parcourus cumulés, et d autre part à la mesure de la performance le nombre de véhiculeskilomètres par tué. Le rapprochement de ce type de modèles et des modèles de parcours donne lieu à une classe de modèles utilisés dans le cadre de la théorie de l adaptation (Oppe, Koonstra, 1990). Ils se révèlent efficaces pour décrire l évolution du nombre d accidents et de tués pour les Etats Unis, les Pays-Bas et l Allemagne mais également pour rendre compte du renversement de tendance de l insécurité routière autour de l année 1972 (Lassarre, 1993). Les travaux dans la continuité de Smeed se concentrent sur la description de l évolution des indicateurs de l insécurité routière par une formalisation ex post. Cependant, les premières mesures des pouvoirs publics visant à réduire le nombre des accidents génèrent une nouvelle approche s efforçant d interpréter les caractéristiques du système. La rupture dans l analyse 3

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE L objectif de la modélisation de l insécurité routière consiste progressivement à distinguer et à évaluer l incidence des facteurs exogènes sur l évolution des indicateurs de l insécurité routière. Ainsi, au début des années 1970, de nombreux travaux s attachent à déterminer l impact des premières mesures portant sur le port de la ceinture, sur la limitation de vitesse et sur le taux légal d alcoolémie. L intérêt pour ce type de modélisation est accentué par les conclusions de Peltzman (1975). En effet, à l opposé des résultats des premières études, l auteur soutient que les mesures prises n ont pas d effets réels sur l évolution de l insécurité routière. Il réfute de deux façons le raisonnement selon lequel les nouvelles réglementations en diminuant la probabilité de décès réduisent le nombre de victimes. La première argumentation repose sur l attitude de l usager ; celui-ci intègre à sa conduite les nouveaux dispositifs de sécurité et accroît sa prise de risque en présumant conserver le même niveau sécurité (le phénomène de rétroaction du comportement). La seconde argumentation s appuie sur l interdépendance de la sécurité des différentes catégories d usagers. Ainsi, le renforcement de la sécurité des véhicules accroît la prise de risque et indirectement influe sur l évolution du nombres de victimes des autres usagers de la voirie. L auteur développe un modèle linéaire définissant le taux d accident par véhicule-kilomètre en fonction de plusieurs variables explicatives. Il conclut à l inefficacité des politiques de sécurité routière. Une importante littérature s est développée à partir de ces résultats. Zlatoper (1989) présente une synthèse de plusieurs modèles dont l objectif est d évaluer sans biais les effets des mesures de sécurité aux Etats Unis du «National trafic and motor vehicle safety act» de 1966. Une des approches de la compensation entre le risque et la sécurité repose sur la théorie de l homéostasie du risque, «Risk homeostasis theory» (Wilde, 1982). L auteur décrit le comportement de l usager comme un ajustement continu entre le risque pris et celui désiré. Chaque individu détermine sa prise de risque en évaluant les coûts et les bénéfices. Les mesures permettant d accroître la sécurité altèrent la perception du risque pris. L usager modifie alors son comportement de façon à rétablir le niveau de risque désiré rendant sans effet les nouvelles réglementations. Dans la même continuité d analyse du comportement de l usager, Underwood, Jiang et Howarth (1993) présentent un modèle théorique où le conducteur maximise une fonction d utilité globale incluant entre autre la sécurité, le temps de parcours, la satisfaction procurée par la conduite. Concrètement, le conducteur est incité à maintenir ou à accroître son utilité en agissant sur sa prise de risque. La principale critique de ce type de modèles repose sur l insuffisance des investigations empiriques permettant de corroborer la relation entre la perception théorique de la prise de risque et les changements de comportement des conducteurs. La progression des modèles macro du risque routier Dans le prolongement des modèles évaluant les effets des politiques de sécurité routière se sont développés des modèles agrégés appréhendant le système dans sa globalité. En effet, le renversement de tendance du bilan de l insécurité routière au cours des années 70 engendre de nouvelles questions. Les améliorations constatées aux Etats Unis, en Grande Bretagne, aux Pays-Bas sont-elles le résultat des politiques de sécurité ou de la conjonction de facteurs exogènes? 4

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE Les premiers modèles reposent sur une structure similaire au modèle exponentiel du taux de tués complétés par un ensemble de variables exogènes (revenu moyen, consommation d alcool par habitant, pourcentage de jeunes dans la population,...). La multitude des variables exogènes liées à des facteurs de risque engendre une extension de ce type de modèle. Hakin et al. (1991) établissent, par une revue critique des modèles macro de l insécurité routière, une taxinomie des principaux facteurs de risque. En l occurrence, il est requis d intégrer le kilométrage parcouru qui exprime l exposition au risque de l usager, des facteurs économiques tels que l évolution du produit intérieur brut ou le revenu des ménages, le prix de l essence, des indicateurs sur la structure de la population et les nouvelles réglementations. De plus, il est nécessaire d introduire des variables sur lesquelles les décideurs peuvent intervenir de façon à influer sur l évolution de l insécurité routière. Ainsi, Wirkowsky et Heckard (1977) proposent un modèle mensuel reposant sur une structure ARIMA. Ils estiment les impacts au Texas de la crise de l énergie et de la limitation de la vitesse en 1974 sur les taux de tués par véhicule-kilomètre de janvier 1968 à décembre 1975. De la même façon, des investigations sont menées pour évaluer l incidence sur l insécurité routière de l accroissement de l âge légal d accès aux boissons alcoolisées dans plusieurs états américains notamment au Texas (Wagenaar, Maybee, 1986). La plupart des modèles mensuels reposent sur une structure ARIMA. Scott (1986) conclut qu une régression linéaire est tout aussi performante sur les données mensuelles qu un modèle ARIMA. Il propose pour estimer les indicateurs de l insécurité routière en Grande-Bretagne un modèle d ajustement avec tendance, saisonnalité et différentes variables explicatives (le prix du carburant, la température, la pluviométrie, le nombre de jours ouvrables, une variable indicatrice pour la crise de l énergie et pour la limitation de vitesse). Fridstrom et Ingebrigten (1991) développent un modèle transversal pour analyser l impact des facteurs de risque sur un ensemble d indicateurs de l insécurité routière de la Norvège sur la période de 1974 à 1986 (les séries sont mensuelles). Les auteurs développent un modèle poissonnien avec un facteur d hétérogénéité pour le nombre d accidents ou de victimes. Ils intègrent également un nombre important de variables explicatives telles que les conditions climatiques, les caractéristiques de la voirie, l alcool. Le modèle DRAG Dans le prolongement des modèles macro du risque routier, le modèle de la Demande Routière, des Accidents et de leur Gravité, dénommé DRAG et conçu par M. Gaudry, constitue la référence (Gaudry, 1984). La version DRAG- 2, perfectionnée et réactualisée, est le résultat de la coopération entre la Société de l Assurance Automobile au Québec (SAAQ) et le Centre de Recherche sur les Transports de l université de Montréal (Gaudry & al., 1994a). L objectif principal est de construire un tableau de bord de l insécurité routière au Québec. La base mensuelle de 1956 à 1989 du modèle DRAG-2 permet de conserver une plus grande variabilité des observations tout en intégrant un nombre élevé de variables explicatives. Le niveau agrégé des données se justifie par le caractère aléatoire de l insécurité routière (voir section 1.1.2). L auteur modélise la triade du risque : l exposition au risque, la fréquence des accidents et le taux de gravité. De plus, il distingue trois catégories d accident : matériels, corporels non mortels et mortels. Le taux de gravité est également subdivisé en deux indicateurs : le nombre de personnes blessées par accident corporel et le nombre de 5

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE personnes décédées par accident corporel. La forme structurelle très développée du modèle permet «d identifier l existence d une substituabilité entre les diverses composantes du risque de conduite». Le choix des variables explicatives reposent sur un modèle micro-économique. L auteur distingue ainsi plusieurs thèmes de variables explicatives dans la formalisation de la fréquence des accidents et du taux de gravité : l exposition au risque, les prix, les caractéristiques des automobiles, les motocyclistes et les cyclomotoristes, les caractéristiques des conducteurs, les lois de la sécurité routière, l alcool, les médicaments, les indicateurs économiques, les conditions climatiques, les lois sur l assurance automobile, les motifs de déplacement, l administration du rapportage des accidents, les grèves, les variables particulières et les variables d agrégation. De plus, la particularité du modèle DRAG consiste à ne pas limiter l analyse à de simples facteurs multiplicatifs. En effet, en introduisant la transformation de Box-Cox sur chacune des variables, le modèle intègre une certaine flexibilité sur la représentation de chaque variable et tente de capter les effets non linéaires. Une même transformation de Box-cox est effectuée sur chaque variable explicative (dans le cas où celle-ci le permet) et sur la variable dépendante : λ ( λ ) ( Z 1) Z Z = (2) λ On retient le paramètre λ qui minimise l erreur de l estimation. Si λ est égal à 1, on distingue un cas linéaire (translaté de -1), s il est égal à 0, on perçoit un cas multiplicatif ou log-linéaire. La seconde particularité de l estimation du modèle DRAG-2 repose sur le terme d erreur ε qui doit être strictement aléatoire (son espérance est nulle, sa variance est identique quelque soit t et toutes les covariances sont nulles). Le terme d erreur ne devant pas être autocorrélé dans le temps malgré la forme d impact de certaines mesures de sécurité routière, il est nécessaire d extraire du résidu la partie modélisable. Le résidu s écrit sous la forme : ε t = ρ 1ε t 1 + ρ 2ε t 2 +... + ρ nε t n + υ t (3) Les coefficients ρ constituent le meilleur schéma d autocorrélation possible. Par hypothèse, le terme résiduel suit une distribution normale. Les estimateurs sont obtenus par une maximisation de la log-vraisemblance. L interprétation des coefficients du modèle se fait en terme d élasticité en privilégiant une analyse en terme de substitution entre les trois niveaux d accidents et les deux catégories de taux de gravité. De cet aperçu de la littérature, certaines orientations de la modélisation de l insécurité routière peuvent être distinguées. Une première classe de modèles sont issues des travaux de Smeed. Ils décrivent l évolution des indicateurs de l insécurité routière par une formalisation ex post. L objectif de ces modèles consiste à déterminer la progression annuelle à long terme du taux de tués ou d accidents. Ils intègrent peu de variables explicatives et deviennent progressivement auto-explicatifs. Une seconde classe de modèles résulte des investigations menées en vue d évaluer les effets des premières réglementations sur la sécurité routière. Ils se concentrent sur l impact des facteurs exogènes sur l insécurité routière. Ces modèles mensuelles nécessitent le recours à des techniques 6

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE économétriques avancées. Leur structure devient complexe et intègre un nombre croissant de variables. Leur degré de précision permet une approche de l insécurité routière dans sa globalité. 1.1.2 Les fondements des modèles La recherche d une structure commune aux modèles explicatifs de l évolution de la sécurité routière conduit à distinguer les principes de base de leur conception. Ainsi, Lassarre (1993) énonce quatre principes généraux représentant un cadre méthodologique. La modélisation de l insécurité routière repose, selon l auteur, sur l analyse de l origine du risque routier. Celui-ci est principalement le résultat de la défaillance en terme de sécurité du système de circulation 1. Afin de retranscrire cette défaillance, le système de circulation est appréhendé comme le lieu de confrontation entre la demande de transport et l offre représentée d une part par le parc de véhicules et d autre part par le réseau routier (Florian, Gaudry, 1980). Le trafic est ainsi l expression de la confrontation entre l offre et la demande de transport. La détermination du nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers (voir chapitre 2) a donc pour objectif de mesurer l exposition au risque des individus. La modélisation de l insécurité routière intègre l influence de différents systèmes (économique, climatique, social,...) sur le système de circulation routière. En d autres termes, il s agit de positionner la confrontation entre l offre et la demande de transport dans un environnement global. La difficulté essentielle est de discerner les impacts directs et indirects de ces systèmes. Ainsi, l activité économique a une incidence directe sur l insécurité routière par la réalisation de nouvelles infrastructures et par le niveau du parc de véhicules. L économie a également un impact indirect notamment sur la mobilité des marchandises et des personnes, sur le prix des carburants, sur la concurrence entre les modes de transport, et sur l entretien du parc de véhicules. 1 Neboit et al. (1990) décrivent les défaillances techniques et/ou humaines du système de transport comme la cause essentielle des accidents avec dommages matériels et des accidents corporels. 7

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE DEMANDE DE TRANSPORT (déplacement de personnes physiques ou de marchandises) OFFRE DE TRANSPORT (Parc des véhicules et réseau routier) TRAFIC Défaillance du système de circulation INSECURITE ROUTIERE Figure 1.1 : L exposition au risque routier La modélisation de l insécurité routière définit la défaillance du système de circulation comme un phénomène aléatoire. «L accident est un événement spatio-temporel aléatoire régi par le hasard» (Lassarre, 1993, p.6). Il en résulte que les variables liées à l insécurité sont étudiées sous l hypothèse de distributions probabilistes. La modélisation repose sur l analyse multivariée des séries chronologiques agrégées. Ce principe découle de la dimension aléatoire du phénomène. En effet, les défaillances du système de circulation étant un processus spatiotemporel aléatoire, l analyse de l évolution de l insécurité routière privilégie une approche longitudinale de façon à observer, à des intervalles réguliers, l influence de différents facteurs sur des séries chronologiques agrégées. 8

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 1.2 TAG : un modèle économétrique du risque routier en France Les modèles cherchant à évaluer l influence, entre autres, des facteurs relatifs à l économie, à la météorologie, au trafic et au parc et à la gestion de la sécurité surgissent régulièrement, que ce soit en France ou à l étranger, à partir d exploitation de coupes transversales sur un panel de régions, de sites ou de véhicules multipliés par les conducteurs ou de séries chronologiques (annuelles, mensuelles ou journalières). Les modèles sur coupe transversale servent à établir le risque relatif (le surrisque) d un facteur de risque donné, comme par exemple le surrisque dû à l alcoolisation d un conducteur (Biecheler-fretel & lassarre, 1984) ou le surrisque de gravité d accident interne ou externe dû à la masse d un véhicule particulier (Fontaine, 1997). Ces modèles servent à quantifier l effet d un facteur spécifique sur le risque individuel d être impliqué, blessé ou tué dans un accident. Les modèles sur séries chronologiques visent à prédire l évolution à court et moyen terme du risque routier collectif au niveau d un territoire sous l influence de facteurs issus d une analyse du système de transport routier. Il existe une grande variété, des modèles descriptifs généraux du taux annuel de tués par véhicule-kilomètre, à des modèles explicatifs du nombre d accident journalier en fonction des conditions météorologiques. Nous nous intéressons à ce deuxième type de modèles qui sont utiles pour : fonder l analyse de l évolution à court terme sur des tendances extraites des séries et non plus sur les séries brutes elles-mêmes, évaluer l effet des lois sur la sécurité routière d ampleur nationale qui deviennent de plus en plus complexes ; la complexité provenant des variations spatiales et temporelles des populations touchées par les mesures (permis à point, contrôle technique des véhicules,...), baser l interprétation de l évolution à moyen terme et à long terme du risque routier sur celles de facteurs explicatifs issus de l économie, du trafic, etc. L intérêt pratique de développer des modèles économétriques agrégés du risque routier pour un suivi de l insécurité routière se complète d un intérêt théorique où l analyse du risque est abordée d un point de vue plus économique qu épidémiologique. Prenant exemple sur l étude économétrique de la mobilité des personnes et des marchandises issue de la confrontation de la demande et de l offre de transport qui fait l objet de travaux économétriques, nous proposons une analyse à caractère économétrique du risque routier produit de la confrontation de cette mobilité avec l offre de sécurité du système de transport routier. 9

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE La modélisation fournit un système cohérent d équations reliant les principaux indicateurs du risque routier entre eux et avec un ensemble structuré de variables explicatives. Comme il est usuel en économétrie, l interprétation des effets des variables explicatives se fait en terme d élasticité. Ce système d interprétation homogène des effets des variables sur les indicateurs de risque permet d établir grâce à la structure du modèle la part entre l effet direct et l effet indirect via l exposition au risque (exprimée en kilomètres) et via la vitesse moyenne estimée des variables explicatives sur les accidents et leur gravité. D autre part, l intérêt d une telle structure avec des équations pour différentes catégories d accidents (corporels/mortels) et de victimes (tués, blessés graves et blessés légers), est de pouvoir analyser les effets d un facteur en terme de substitution entre les risques d accident mortel et corporel, ou entre les risques d être tué et d être blessé. Enfin, seul un modèle agrégé peut fournir une réponse sur le sens et l importance de l effet d un facteur dont l influence dépend d un arbitrage de l ensemble de la population des conducteurs, dont on ne peut à l avance prédire l issue. Par exemple, un accroissement de revenu augmente la valeur du temps de transport et incite à la vitesse, mais aussi augmente la valeur de la vie et incite le conducteur à la protéger. L impact final sur le niveau de risque d une augmentation de revenu n est pas prévisible à priori et le recours à un modèle économétrique peut fournir une solution. 10

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 1.2.1 Le cadrage méthodologique Une grande quantité de modèles sur séries chronologiques ont été conçus pour analyser et expliquer l évolution du risque routier au niveau d un pays. Les modèles de prédiction à long terme restent à caractère descriptif et sont estimés sur une base annuelle en privilégiant la dimension temporelle. Les modèles d évaluation des effets de mesures de sécurité routière font appel à une modélisation ARIMA avec fonction d intervention sur une base mensuelle ou à des modèles économétriques avec intégration de cinq à dix facteurs maximum sur une base plutôt annuelle. Enfin, des modèles journaliers sont estimés pour quantifier les effets à très court terme des facteurs calendaires et des conditions météorologiques. TAG désignant Transports routiers, Accidents et Gravité est un modèle économétrique du risque routier en France. Il s inspire du modèle D.R.A.G. (Demande Routière, Accident et Gravité) développé par Marc Gaudry au Québec qui est un modèle explicatif à trois niveaux exploitant une importante base structurée de variables explicatives, au niveau mensuel. Il va de soi que l environnement du risque routier en France nécessite une analyse spécifique, adaptée au cas de la France. Le modèle TAG a pour qualité : d utiliser un système hiérarchique d équation pour modéliser l ensemble des quatre risques représentant le risque routier : Risque d exposition Risque de comportement Risque d accident Risque de gravité, d exploiter la richesse de l information statistique sur une base mensuelle, d offrir une grande souplesse dans la détermination de la forme fonctionnelle qui relie un indicateur du risque aux variables explicatives par l emploi de la transformation de Box-Cox, d employer comme structure temporelle du résidu une fonction d autocorrélation et d hétéroscédasticité. 1.2.1.1 La structure du modèle Le réseau routier écoule la plus grande partie des flux de transport des personnes et des marchandises, et de ce fait, joue un rôle majeur au niveau du développement économique, mais comporte un risque important en termes 11

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE d accident. La probabilité d être impliqué dans un accident corporel 2 quelque soit son degré de gravité dépend d un grand nombre de facteurs. La prise en compte de l exposition au risque Le risque d accident de la route d un groupe de véhicules conducteurs équivaut au nombre d implications dans les accidents de ce groupe divisé par la valeur correspondante de son exposition au risque. Cette exposition si l on s en tient au champ de la sécurité routière peut s exprimer de différentes façons (Fontaine, Barjonet, 1989). Le parc ou plus exactement le nombre de véhicules routiers immatriculés, peut être représentatif de cette exposition, mais dans ce cas, l usage différencié de l automobile n est pas pris en compte. On peut bien sûr utiliser la consommation de carburant comme variable mesurant l'exposition au risque en assumant le risque d un biais certain. En effet, la consommation totale de carburant recèle les marges importantes d amélioration des comportements et des rendements énergétiques. De même, la population, le nombre de titulaires de permis de conduire ou la durée de conduite ou de présence sur la voie publique sont envisageables mais demeurent très difficiles à estimer au niveau agrégé. Toutes ces mesures ne reflètent pas fidèlement l intensité d utilisation du réseau routier. En conséquence, le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers en France représente la mesure la plus communément admise en Sécurité Routière car elle illustre le mieux le concept d exposition au risque. Il convient de préciser que cette mesure ne retranscrit pas pleinement l exposition au risque. En effet, par exemple, un kilomètre parcouru sur une autoroute n entraîne pas nécessairement la même exposition au risque d accident qu un kilomètre parcouru sur une route nationale. En conséquence, «lorsque l on emploie les véhiculeskilomètres comme mesure de l exposition au risque, on suppose que tout conducteur au volant est également susceptible d avoir un accident. Chaque unité de distance parcourue est considérée comme une partie d un courant uniforme de conduite. Ainsi, la fréquence des situations de conduite qui engendre un accident est représentée mathématiquement comme une fonction linéaire et continue de la distance parcourue» (Carrol, 1973). La prise en compte du risque comportemental et technologique Une des causse déterminantes de l insécurité routière est la vitesse. L occurrence d un accident et surtout son niveau de gravité dépend essentiellement de la vitesse de circulation. Selon les lois physiques implacables, la vitesse est source d énergie et intervient à deux niveaux dans la cinématique du véhicule, d une part au niveau de la distance d arrêt (la distance de freinage est proportionnelle au carré de la vitesse et inversement proportionnelle au coefficient de frottement : chaussée sèche ou humide) et d autre part au niveau de l énergie du choc (proportionnelle à la masse du véhicule et au carré de la vitesse). Nous aurions pu représenter l exposition au risque par la durée de conduite ou de présence sur la voirie publique (voir ci-dessus), en multipliant le kilométrage total par la vitesse moyenne. Toutefois, ces deux indicateurs pris séparément sont bien plus éloquents et précieux. D une part, le kilométrage total mesure l'exposition au risque 2 Un accident corporel est un accident survenu sur une voie ouverte à la circulation publique, ayant fait des victimes et impliquant au moins un véhicule. 12

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE et d autre part, la vitesse retranscrit le risque comportemental et technologique. En effet, la vitesse relève du choix du conducteur à l inverse de la majorité des facteurs qui lui sont le plus souvent imposés. Conséquence d une logique technicienne de la part des ingénieurs mais aussi d une logique économique et sociale de la part de l usager de la route, la vitesse est incontestablement un facteur essentiel de l insécurité routière. Notre objectif a consisté d une part, à intégrer la vitesse dans le système routier en reconstituant une série représentative de cette donnée au niveau agrégé (voir chapitre 3 section 3.2.3) et d autre part, à identifier les principaux facteurs susceptibles d influencer le niveau de la vitesse moyenne. La vitesse considérée est représentative de la vitesse moyenne de l ensemble des véhicules routiers et de l ensemble des réseaux routiers au niveau national L idée d intégrer la notion de comportement, par une variable représentative de la vitesse moyenne France entière, dans un modèle visant à comprendre le bilan routier est novatrice. Le comportement du conducteur est un phénomène aléatoire et donc difficilement prévisible. L ajustement du comportement des usagers face au changement dans le système de circulation routière est une notion importante qui peut influencer de façon considérable le bilan routier. Cette question d ajustement appelée le phénomène de rétroaction du comportement a fait l objet de nombreux travaux (notamment, Evans, 1991, Wilde, 1982, Bloomquist, 1986, Underwood, 1993 et Lund & O Neil, 1986). Toute la complexité de ce phénomène est prise en compte dans la structure même du modèle TAG (voir cidessous). En effet, la décomposition des accidents en accidents corporels et mortels et du taux de gravité en trois niveaux (légère, lourde et mortelle) permet d identifier dans quel sens opère le phénomène de rétroaction. Le nombre d accidents mortels peut-être affecté sans que les accidents corporels ne le soient et inversement. Il est aussi possible que le degré de gravité d un accident soit affecté sans pour autant influencer la probabilité d occurrence d accident. En outre, l intégration de ce phénomène de rétroaction est améliorée par la prise en compte d une quatrième dimension dans la structure du modèle TAG relative au risque comportemental. En conséquence, il sera possible d identifier l impact direct d une mesure de sécurité sur le bilan routier et l impact indirect à travers la vitesse moyenne. En additionnant cet impact direct et indirect à travers la vitesse, on peut mettre en évidence l impact effectif ou réel de cette mesure de sécurité sur le bilan routier. Si nous prenons l exemple du port obligatoire de la ceinture de sécurité routière, cette mesure devrait, en principe, favoriser une diminution de la gravité des accidents. Cependant, il est possible que les conducteurs prennent conscience du gain de risque en terme de gravité et compensent cette marge supplémentaire de sécurité en conduisant plus vite. Cette augmentation de la vitesse comporte non seulement un risque d occurrence d accident mais aussi un risque de gravité plus important. Le problème consiste à identifier jusqu'à quel point, ce phénomène de rétroaction du comportement traduit par une augmentation de la vitesse peut réduire voire annuler le gain de sécurité supplémentaire procuré par le port de la ceinture. Lund et O Neil (1986) considèrent que les mesures de sécurité ayant pour effet de réduire la gravité des dommages subis plutôt que la probabilité d accident devraient entraîner une certaine compensation de la part des usagers mais dans une plus faible proportion. En intégrant dans le modèle TAG, le taux de port de la ceinture de sécurité par les usagers de la route, nous évaluons ainsi l impact du taux de port de la ceinture sur la fréquence des accidents corporels et mortels, sur le taux de gravité et 13

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE simultanément sur la vitesse moyenne. De cette façon, on peut déterminer dans quelle mesure le taux de port de la ceinture entraînera une substitution entre les taux de gravité mortelle et lourde ou légère, ainsi que la part négative de ce facteur sur le bilan routier due au phénomène de rétroaction du comportement du conducteur La structure du modèle TAG L idée centrale de TAG est de comprendre le dommage (les victimes) comme étant le résultat de quatre risques : le risque d exposition (kilométrage), le risque comportemental et technologique (la vitesse moyenne), le risque d accident corporel (nombre d accidents corporels) et le risque de gravité (nombre de victimes par accident corporel). En d autres termes, le modèle bénéficie de quatre niveaux : Kilométrage total : noté κ (t) Vitesse moyenne : notée ϖ (t) Nombre d accidents corporels: noté α (t) Taux de gravité : noté τ (t) constituant les indicateurs du risque routier qui deviennent eux-mêmes les objets à expliquer. En conséquence, à chaque dimension du risque routier correspond un ensemble de variables explicatives notées respectivement X κ (t), X ϖ (t), X α (t), X τ (t). Il faut souligner qu un certain nombre de facteurs explicatifs est commun aux quatre indicateurs du risque routier. Si nous prenons l exemple de la neige, appartenant à X κ, X ϖ, X α, et X τ, cette variable peut aussi bien réduire le nombre de kilomètres parcourus (diminuer κ), que la vitesse moyenne (diminuer ϖ), et à ce niveau d exposition et de vitesse réduite, accroître le nombre d accidents corporels (augmenter α) mais impliquer des accidents corporels moins graves. En outre, l interprétation d une même variable explicative diffère selon la dimension auquelle elle appartient. En effet, le prix représentatif du carburant des voitures particulières obtenu par pondération des prix du diesel, du supercarburant, du supercarburant sans plomb et de l essence ordinaire par la consommation en carburant respective exprimée en litres des voitures particulières, explique l impact direct sur la demande routière d une augmentation de ce prix et reflète sur le nombre d accidents corporels et leur gravité, à kilométrage donné, le changement de comportement des conducteurs suite à une majoration du tarif (vitesse réduite, conduite plus souple). D autre part, une dimension peut expliquer une autre dimension : l exposition au risque représente un facteur explicatif du nombre d accidents corporels ainsi que de leur niveau de gravité, mais aussi de la vitesse moyenne. la vitesse moyenne peut elle-même expliquer le nombre d accidents corporels et leur taux de gravité, ainsi que l exposition au risque. 14

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE Le schéma ci-dessous retranscrit les différentes caractéristiques du modèle TAG : Kilométrage total κ (t) Facteurs X κ (t) Risque d exposition Vitesse moyenne ϖ (t) Facteurs X ϖ (t) Risque comportemental VICTIMES Accidents corporels α (t) Facteurs X α (t) Risque d accidents Taux de gravité τ (t) Facteurs X τ (t) Risque de gravité Figure 1.2 : schéma récapitulatif du modèle T.A.G De cette façon, la modélisation détient un système homogène et structuré d équations reliant les principaux indicateurs du risque routier entre eux. Un tel système induit un ensemble cohérent d interprétation de l impact des facteurs sur les indicateurs du risque routier et est en mesure de déterminer la part entre l effet direct et indirect via la vitesse moyenne et l exposition au risque des variables explicatives sur les accidents et leur gravité. Certaines composantes du risque routier sont partagées en sous-catégories : les accidents corporels sont scindés en accidents corporels non mortels et en accidents corporels mortels et le taux de gravité est décomposé en nombre de morts par accident corporel mortel (soit gravité mortelle), en nombre de blessés graves par accident corporel (soit gravité lourde) et en nombre de blessés légers par accident corporel (soit gravité légère). De surcroît, chaque subdivision constitue des éléments complémentaires à expliquer. L intérêt d une telle décomposition est double ; en premier lieu, elle met en évidence l existence d une éventuelle substitution entre les accidents corporels non mortels et les accidents corporels mortels et entre la gravité mortelle, lourde et légère. En effet, on peut penser que le port de la ceinture de sécurité routière entraîne un transfert d un certain nombre de tués en blessés graves. en second lieu, elle permet une interprétation plus complète qu un simple modèle expliquant le nombre d accidents corporels. Si nous prenons l exemple de la variable représentant la part de la circulation sur autoroute ; à kilométrage donné, le modèle simplifié nous indique qu une augmentation de ce facteur entraîne 15

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE une diminution des accidents de la route alors que le modèle décomposé perfectionne ce résultat en ajoutant qu une augmentation de cette variable a comme impact une augmentation des accidents corporels mortels et une diminution des accidents corporels non mortels, information supplémentaire que le modèle simplifié ne peut détecter. La scission du kilométrage total entre le kilométrage effectué par les véhicules circulant à l essence et le kilométrage réalisé par les véhicules circulant au diesel n a d utilité que lors de sa constitution. De fait, le nombre de kilomètre parcouru n étant pas disponible sur une base mensuelle et sur toute la période considérée, il a été nécessaire de l estimer et pour ce faire, la consommation énergétique des véhicules routiers se différenciant selon que le véhicule détient un moteur diesel ou un moteur essence, il a de ce fait été nécessaire de distinguer le kilométrage essence du kilométrage diesel. 16

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE STRUCTURE DU MODELE T.A.G.-1 Exposition Comportement Accidents Gravité Quatre dimensions Kilométrage total: κ(t) Facteurs: X κ (t) Vitesse moyenne estimée: ϖ(t) Facteurs: X ϖ (t) Nombre d accidents corporels: α i (t) Facteurs: X α i (t), κ(t), ϖ(t) Taux de gravité: τ j (t) Facteurs: X τ j (t), κ(t), ϖ(t) Souscatégories 2 mesures de Demande Routière t 1 mesure de Comportement 2 classes d Accidents 3 niveaux de Gravité Mortelle Lourde (Blessés graves) Légère (Blessés légers) Kilométrage essence Kilométrage diesel Vitesse moyenne Accidents corporels non mortels (au moins un blessé) Accidents corporels mortels (au moins un tué) schéma représentatif de la structure du modèle TAG. où : i représente deux catégories d accidents corporels: non mortels et mortels j symbolise les trois degrés de gravité : mortelle, lourde et légère. 1.2.1.2 Le choix d un modèle mensuel Figure 1.3 : 17

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE La base mensuelle a été retenue dans le modèle TAG en raison de la disponibilité et de la fiabilité des données d une part, et en raison de la variabilité découlant de la mensualisation d autre part. Si nous considérons que la période couverte par chaque observation soit la base quotidienne, cela permettrait d intégrer l influence à très court terme de la météo et du calendrier. Par contre, un modèle journalier entraînerait le rejet de plusieurs variables importantes par manque de variabilité ou de disponibilité des données sur cette base (comme par exemple les indicateurs économiques). A l inverse, un modèle annuel permet d étudier les tendances à long terme de l insécurité routière, mais la longueur de la période fait perdre souvent et beaucoup en variabilité. C est donc la nature mensuelle de la banque de données dans le modèle TAG qui permet de considérer l influence de tant de divers facteurs, aussi bien la température que les conditions économiques. 1.2.1.3 La formulation économétrique du modèle Une régression linéaire multiple La base mathématique du modèle TAG repose sur le concept de régression linéaire multiple où une variable à expliquer Y (par exemple le nombre d accidents) résulte d une combinaison linéaire de certaines autres variables X que l on dit explicatives (par exemple le parc des véhicules routiers, la limitation de vitesse, la température,...) et d une erreur d explication ε, ce qu on peut exprimer mathématiquement ainsi: Y = b X + ε t (3) t k kt k Alors que la variable Y et toutes les variables X sont des données connues, l exercice consiste à estimer la valeur des β qui permet de minimiser l erreur ε entre la donnée réelle et l estimation de Y. Ce modèle est linéaire, en d autres termes cela signifie que l exposant de toutes les valeurs de Y et des X est de valeur 1. Toutefois, dans de nombreux domaines, des chercheurs en sont arrivés à la conclusion qu un modèle dans une forme logarithmique plutôt que linéaire était plus approprié puisqu il s approchait plus de la réalité en minimisant davantage l erreur associée au modèle. De fait, d une manière générale, il est tout à fait logique de penser que le phénomène sous analyse puisse s exprimer autrement que dans une forme linéaire ou même logarithmique. Ainsi, il serait même souhaitable de disposer d un outil pouvant lui-même calculer la valeur de l exposant associé aux variables X et Y qui minimiserait l erreur d estimation de la variable dépendante Y. Les transformations de Box-Cox 18

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE Nous avons utilisé le Progiciel TRIO en partie pour cette raison puisqu une des caractéristiques est de permettre l utilisation des transformations de Box-Cox où la valeur d une variable quelconque Z est transformée de la manière suivante: λ ( λ ) ( Z 1) Z = si λ 0 λ (4) = ln (Z) si λ = 0 Ainsi, en introduisant les transformations de Box-Cox sur les variables X et Y dans le modèle, l équation (1) se réécrit : Y λ = β X + ε (5) ( λ ) ( ) t k kt t k Le progiciel TRIO calcule la valeur du λ qui permet au modèle de rendre compte le mieux possible du phénomène sous analyse. On peut ainsi comparer la valeur estimée du λ aux valeurs particulières de 1 (cas linéaire) et de 0 (cas logarithmique). Une structure d autocorrélation du résidu Un deuxième niveau d amélioration du modèle réside dans le traitement du terme d erreur ε. En effet, il arrive fréquemment que les erreurs soient reliées entre elles selon une forme mathématique quelconque. Il convient donc de s intéresser à cette erreur de manière à en extirper la partie modélisable. Ainsi, s il existe une relation entre l erreur résiduelle à la période d observation t et celles propres aux périodes d observation t-1, t-2,..., t-n, la structure autorégressive des résidus est introduite de la manière suivante: ε t = ρnε t n + γ t (6) n Le progiciel TRIO permet aussi d identifier le schéma d autocorrélation qui va chercher le plus d informations possibles dans le terme d erreur de sorte que le résidu qui demeure ne constitue que le bruit blanc, ou l erreur parfaitement aléatoire et de variance constante. 19

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 1.3 Analyse comparative de l évolution des indicateurs du risque routier de 1957 à 1993 Un des objectifs est la connaissance, le suivi et l explication des critères de production du risque routier en rapprochant les données de comportement, les données de circulation avec les données d accident et de gravité. Il s appuie sur un ensemble de base de données dont il a fallu en majorité reconstituer en raison de la longueur de la période étudiée 1957 à 1993 et de la base mensuelle considérée, représentant 444 observations. 1.3.1 L exposition au risque La connaissance du nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers sur le réseau national permet de disposer d un indicateur mensuel de l exposition au risque des conducteurs de véhicules routiers. En France, il n existe pas de système de recueil d'information sur la circulation tout réseau. Une méthode d'estimation adaptée au cas de la France a été conçue afin de pouvoir évaluer, mois par mois, le nombre de kilomètres parcourus sur le réseau national par l ensemble des véhicules routiers sur une période recouvrant 37 années, soit de 1957 à 1993. Le kilométrage a été estimé à partir des statistiques existantes sur les ventes de carburants et à partir de l évaluation de la consommation unitaire moyenne des véhicules routiers. La méthodologie est présentée dans le chapitre 2 et dans l annexe intitulée «Guide : Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque». Analyse annuelle En 37 ans, le kilométrage total des véhicules routiers à moteur essence a quadruplé, passant de 61 milliards de kilomètres en 1957 à 260 milliards en 1993. Il connaît une progression irrégulière suivie d une relative stabilisation, les années récentes révèlent une importante chute puisque le kilométrage évalué en 1993 rejoint celui estimé en 1980, soit près de 261 milliards de kilomètres (figure 4.1). A l inverse, la progression du kilométrage total effectué par les véhicules routiers à moteur diesel est exponentielle et tend à rejoindre le kilométrage total effectué par les véhicules à moteur essence. En 37 ans, le kilométrage effectué par les véhicules à moteur diesel est ainsi passé de 4 milliards de kilomètres en 1957 à 227 milliards en 1993. 20

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 300000 250000 200000 150000 100000 50000 0 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 millions de kilomètres 1987 1989 1991 1993 essence diesel Figure 1.4 : Evolution annuelle du kilométrage total effectué en France par l ensemble des véhicules routiers de 1957 à 1993. Au total, la circulation en France s élève à près de 485 milliards de véhicules-kilomètres en 1993. Depuis 1990, la croissance serait de +2,7% en moyenne par an, rythme relativement identique à la tendance de +2,8% constatée de 1980 à 1985, mais beaucoup plus faible que celle de +4,4% réalisée de 1985 à 1990. Analyse mensuelle L examen de la figure 1.5 révèle une saisonnalité marquée. On circule en moyenne plus du mois de mai jusqu'à la mi octobre, avec un niveau record en juillet et août. Les variations mensuelles du kilométrage des véhicules routiers à moteur essence sont nettement plus prononcées que celles du kilométrage diesel (figure 1.5). Toutefois, en fin de période, les variations mensuelles du kilométrage diesel s accentue en raison de la part croissante effectuées par les voitures de tourisme. En effet, ces variations saisonnières sont propres aux transports de voyageurs et de ce fait aux voitures particulières et commerciales principalement à moteur essence dues notamment aux vacances et aux variations climatiques. Ce phénomène a inévitablement des répercussions sur l évaluation de l exposition au risque routier de chaque usager et justifie les efforts consentis pour mensualiser le kilométrage. En effet, le modèle mensuel gagne en variabilité ; ainsi, sur une durée d un an, la situation peut fortement évoluer à l intérieur de cette période sans qu elle ne change entre deux années consécutives. 21

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 35 30 25 20 15 10 5 0 jan-57 fév-58 mar-59 avr-60 mai-61 jun-62 jul-63 aoû-64 sep-65 oct-66 nov-67 déc-68 jan-70 fév-71 mar-72 avr-73 mai-74 jun-75 jul-76 aoû-77 sep-78 oct-79 nov-80 déc-81 jan-83 fév-84 mar-85 avr-86 mai-87 jun-88 jul-89 aoû-90 sep-91 oct-92 nov-93 milliers de véhicules x kilomètres diesel essence Figure 1.5 : Evolution mensuelle du nombre de kilomètres parcourus sur le réseau routier français par l ensemble de véhicules routiers de janvier 1957 à décembre 1993. 1.3.2 Le risque comportemental et technologique Le risque comportemental et technologique se traduit par la vitesse. La vitesse considérée est représentative de la vitesse moyenne de l ensemble des véhicules routiers et de l ensemble des réseaux routiers au niveau national. Cette série a été reconstituée au niveau agrégé à partir des données de sondages réalisés sur les différents réseaux routiers par l Observatoire National Interministériel de Sécurité Routière (ONISR) et d après une méthodologie détaillée dans le chapitre 3 (section 3.2.3). La figure 1.6 expose l évolution mensuelle de la vitesse moyenne pratiquée sur l ensemble des réseaux routiers en France. On constate tout d abord que la vitesse a augmenté de 7% entre janvier 1974 et décembre 1993, passant de 80 à 86 kilomètres par heure en moyenne. Cependant, on observe que la vitesse moyenne a atteint son maximum vers la fin de l année 1986 avec une vitesse moyenne de 87 kilomètres par heure 22

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 88 87 86 85 84 83 82 81 80 79 78 77 janv-74 oct-74 juil-75 avr-76 janv-77 oct-77 juil-78 avr-79 janv-80 oct-80 juil-81 avr-82 janv-83 oct-83 juil-84 avr-85 janv-86 oct-86 juil-87 avr-88 janv-89 oct-89 km/h juil-90 avr-91 janv-92 oct-92 juil-93 Figure 1.6 : Evolution mensuelle de la vitesse moyenne estimée à partir des sondages réalisés par l ONISR. Plus précisément, de 1973 à 1986, la vitesse moyenne s est accrue de +8,1% selon une tendance très graduelle marquée par deux phases de diminution, la première durant l année 1976 et la seconde tout au long de l année 1979 et au début de l année 1980. Sur la période allant du mois de décembre 1986 au mois de mai 1992, la tendance générale est à la baisse. La vitesse moyenne a diminué de 3 kilomètres par heure et est ainsi passé de 87 à 83,9 kilomètres par heure. Depuis, juin 1992, la vitesse moyenne entre dans une phase de croissance avec un taux d accroissement mensuel moyen de l ordre de +0,15%. En décembre 1993, elle s élève à 86 kilomètres par heure et rejoint son niveau du mois d octobre 1986. 1.3.3 La fréquence des accidents et le taux de gravité Les accidents corporels de la circulation, c est à dire ceux ayant provoqué au moins une victime tuée ou blessée, et le niveau de gravité des victimes impliquées sont connus à travers les Bulletins d Analyse des Accidents Corporels de la circulation (BAAC) et les procès-verbaux d accidents corporels (PVAC) 3 Les statistiques officielles sont établies à partir de l exploitation du fichier informatique national issu des BAAC. Parallèlement, les procès-verbaux (PVAC), établis pour chaque accident corporel par la Police et la Gendarmerie, servent de base à 3 Ils fournissent des informations assez précises sur les circonstances des accidents. Exhaustifs pour les accidents graves, ils laissent échapper certains accidents bénins, surtout quand il n y a pas de tiers en cause, ni d assurance. Car le PVAC a pour principal objet d établir les responsabilités sur le plan pénal et sur le plan civil (via les assurances). 23

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE l action judiciaire ultérieure. Ces documents sont établis par les forces de Police et de Gendarmerie pour chaque accident corporel, c est à dire lorsqu on a relevé la présence d au moins une victime blessée ou tuée dans les six jours qui suivent l accident. Pour ne pas alourdir cette section par de nombreux graphiques et tableaux de chiffres, nous présenterons une analyse comparative et un exposé synthétique des points saillants de l évolution des différents indicateurs du risque routier, de 1957 à 1993. 1.3.3.1 Analyse annuelle Les accidents corporels non mortels représentent la majorité des accidents corporels de l ordre de 94,75% en moyenne sur toute la période étudiée. L évolution des accidents corporels non mortels et des accidents mortels est scindée en trois périodes (figure 1.7): La première s étalant de 1957 à 1973 est caractérisée par une forte progression. Le nombre d accidents corporels non mortels et le nombre d accidents mortels passent respectivement de 135741 et 8055 en 1957 à leur point culminant atteignant 247666 accidents corporels non mortels en 1973 et 14535 accidents mortels en 1972. De 1959 à 1965, on observe une succession de forte croissance annuelle de l ordre de +6,72% en moyenne pour les accidents corporels non mortels et de +5.70% pour les accidents mortels. D autre part, de 1966 à 1972, nous avons un taux de croissance qui tente à se stabiliser aux alentours de 3% et 4% respectivement. La deuxième période, d une durée plus courte, soit huit ans, se définit pour les accidents corporels non mortels par une phase de relative stabilisation qui s est amorcée en 1973 pour se terminée en 1980 et se caractérise par une diminution considérable du nombre d accidents mortels (correspondant à un taux d accroissement annuel maximum en 1974 d un montant de -12,11%). 24

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 300000 25000 Accidents corporels et corporels non mortels (nombre) 250000 200000 150000 100000 50000 20000 15000 10000 5000 Accidents corporels mortels (nombre) 0 0 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 Accidents corporels Accidents corporels non mortels Accidents corporels mortels Figure 1.7 : Evolution annuelle du nombre d accidents corporels, d accidents corporels non mortels et d accidents corporels mortels de 1957 à 1993. 145 10 nombre de blessés (pour 100 accidents corporels) 140 135 130 125 9 8 7 6 5 120 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 nombre de tués (pour 100 accidents corporels) 4 Nombre de blessés (pour 100 accidents corporels) Nombre de tués (pour 100 accidents corporels) Figure 1.8 : Evolution annuelle du nombre de blessées et de tués pour 100 accidents corporels de 1957 à 1993. 25

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE La troisième et dernière période s échelonne de 1973 à 1993. Quoique assortie de quatre hausses ponctuelles (correspondant à des taux de croissance oscillant entre 1% et 7%), l évolution générale traduit une tendance à la baisse. La troisième et dernière période s échelonnant de 1981 à 1993 manifeste une forte diminution de nombre d accidents corporels non mortels où celui-ci a été réduit de moitié alors que le nombre d accidents mortels bénéficie d une diminution relativement constante correspondant à un taux d accroissement annuel moyen avoisinant les -2,32%. Le nombre de blessés et de tués impliqués dans un accident peut être rapporté aux accidents corporels y compris les accidents corporels mortels puisque un accident corporel est considéré comme mortel lorsqu il implique au moins une victime décédée et de fait il est sous-entendu qu il peut aussi compromettre des personnes blessées. Ces différents indicateurs sont représentatifs du taux de gravité des accidents routiers (figure 1.8). Sur cent accidents corporels, entre cinq à sept tués ont été impliqués entre 1957 et 1993. Alors que le taux de mortalité reste relativement stable sur toute la période considérée, le niveau de gravité lourde diminue de dix points tandis que le niveau de gravité légère augmente de sept points ; un pattern de substitution est en partie supposé entre ces deux niveaux de gravité (figure 1.9). La décomposition de la dimension du risque routier en souscatégories permet d identifier les facteurs susceptibles d expliquer cette substitution. Partant de cette observation, nous pouvons présumer que le degré de gravité des accidents de la route diminue. Néanmoins, le nombre de tués pour cent accidents mortels est de l ordre de 113 en 1993 contre 106 en 1957 (figure 6), ce qui pourrait s'expliquer soit par un accroissement de la technologie avec pour conséquence une majoration de la vitesse, soit par un taux d'occupation des véhicules plus important. 26

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 46 112 nombre de blessés graves pour 100 accidents corporels 44 42 40 38 36 34 32 30 110 108 106 104 102 100 98 nombre de blessés légers pour 100 accidents corporels 28 96 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 Blessés graves Blessés légers Figure 1.9 : Evolution annuelle du nombre de blessées graves et blessés légers pour 100 accidents corporels. 116 114 112 110 nombre 108 106 104 102 100 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 Nombre de tués (pour 100 accidents corporels mortels) Figure 1.10 : Evolution annuelle du nombre de tués pour 100 accidents corporels mortels Sur une période de 37 années, le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers en France est passé de 35 085 millions en 1957 à 487 104 millions en 1993, et le nombre de tués et d accidents 27

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE mortels étaient respectivement de 8 517 et 8 055 en 1957 pour atteindre 9 052 et 8 005 en 1993 avec un maximum respectif 16 545 et 14 550 en 1972. Si nous comparons la situation de 1993 par rapport à celle de 1957, on observe qu il est sept fois moins dangereux de circuler à notre époque qu il y a quatre décennies (figure 1.10). En effet, la circulation routière sur le réseau national en 1993 est sept fois et demi plus importante qu en 1957, alors que le nombre d accidents mortels et le nombre de tués impliqués ont quasiment retrouvé leur niveau de 1957. De plus, à kilométrage donné, le nombre d'accidents corporels et le nombre de tués ont été divisés respectivement par 7,8 et 7 en 37 années exactement (figure 1.11). L'évolution des différents indicateurs du risque routier dépend de la conjoncture économique générale. Le retournement conjoncturel des années 1992-1993 présente des similitudes avec ceux de 1974 et 1981. En 1974, la circulation s'est stabilisée, le nombre de tués a diminué de 13,8% (3,4% en 1981) et la gravité des accidents a baissé de cinq blessés et d un tué pour cent accidents corporels. Le recul de l'activité en 1993 entraîne un léger repli de la circulation de près de 1%, mais l'impact sur l'insécurité routière est moins significatif (-4,3% pour le nombre d'accidents corporels et -0,4% pour le nombre de tués). Contrairement aux années 1974 et 1981, la conséquence indirecte du changement de comportement des usagers de la route sensible à la hausse du prix du carburant se manifestant par une réduction de la vitesse, n'a pas été significative étant donné que la hausse du prix du carburant est implicite dans une situation de crise économique impliquant une diminution du pouvoir d'achat. 800 700 600 500 400 300 1 er choc pétrolier 2 nd choc pétrolier Contre choc pétrolier Récession 200 100 0 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 Indice de circulation (base 100 en 1957) Indice de mortalité (base 100 en 1957) Indice d'accidents mortels (base 100 en 1957) Figure 1.11 : Evolution de la circulation routière, du nombre d accidents mortels et du nombre de tués (base 100 en 1957). 28

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE nombre d'accidents (pour 100 millions de kilomètres parcourus) 220 170 120 70 20 25 20 15 10 5 0 nombre de tués (pour 100 millions de kilomètres parcourus) 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 Accidents corporels Tués Figure 1.12 : Evolution du nombre d accidents corporels et du nombre de tués rapportés à 100 millions de kilomètres parcourus. Il est indubitable que le nombre d'accidents corporels et ainsi le nombre et la gravité des victimes soit fonction de la demande routière. Par conséquent, le kilométrage constitue un facteur essentiel dans l'explication de la fréquence des accidents et de leur taux gravité. Toutefois, un grand nombre d'autres caractéristiques, des véhicules (technologie,...), des usagers (activités, conjoncture économique, âge, sexe, vigilance,...) et du réseaux routier (lois, infrastructures proportion des autoroutes, climat,...) justifient l'occurrence d'un accident et son degré de gravité directement et/ou indirectement par l'intermédiaire de l'exposition au risque. La modélisation de l'insécurité routière présentée dans ce rapport mettra en évidence les facteurs déterminants du comportement des usagers de la route en termes de vitesse, de la circulation, des accidents et de leur gravité. 1.3.3.2 Analyse mensuelle La période 1957-1993 est marquée par deux chocs pétrolier, provoquant des bouleversements économiques ayant des conséquences sur l'évolution des différents indicateurs du risque routier. Par conséquent, nous avons décomposé la période étudiée en trois sous-périodes : 1957-1972, 1973-1981, 1982-1993. Les bilans mensuels de chaque indicateur sont généralement contrastés. Deux mois ont connu des résultats défavorables quelque soit l'indicateur retenu: juillet et août ; particulièrement juillet pour le kilométrage total (+17%), le nombre d'accidents corporels (+9%) et le nombre de victimes décédées (+22%) (voir annexe 1.1 : 29

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE figures 1.13, 1.14 et 1.15 ) alors que le mois d août représente le mois le plus désastreux avec les plus fortes augmentations du nombre de tués par accidents mortels (+2,5%) et du nombre de blessés par accident corporels (+8%).(voir annexe 1.1 : figures 1.16 et 1.17). Seuls deux mois ont été favorables, janvier et février où tous les indicateurs sont à la baisse. De plus, l évolution mensuelle moyenne de chaque indicateur varie selon la période étudiée ; de 1982 à 1993, la demande routière étant répartie de façon plus équilibrée sur toute l année (voir annexe 1.1 : figure 1.13), suite en partie à un étalement des vacances, les mois les plus sombres en termes d accidents corporels ne correspondent plus forcément à la période estivale. Toutefois, les mois de juillet et août restent les mois les plus importants en termes de niveau de gravité, car ils correspondent au mois de vacances où le taux d occupation des véhicules est le plus élevé (voir annexe 1.1 : figures 1.16 et 1.17). Après une analyse annuelle puis mensuelle de l évolution des différents indicateurs du risque routier, on peut se rendre compte de l apport en terme de saisonnalité et d informations complémentaires (étalement des vacances) d une base mensuelle. Un modèle annuel permet d étudier les tendances à long terme de l insécurité routière, acceptant un grand nombre de variables importantes en raison de la disponibilité des données sur cette base (indicateurs économiques), mais la longueur de la période fait perdre souvent et beaucoup en variabilité. A l inverse, la nature mensuelle de la base de données permet de considérer l influence de tant de divers facteurs, aussi bien les conditions météorologiques que l étalement des vacances, tous deux fondamentaux. De plus, la base mensuelle a été retenue dans le modèle TAG en raison de la variabilité découlant de données mensuelles nécessitant un travail considérable et minutieux pour la constitution d une base de données complète. Dans tous modèles économétriques, il est important de ne pas sous-estimer la qualité des données, ni l effort nécessaire pour obtenir des données de bases pertinentes et fiables. 30

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 1.4 Décomposition des séries temporelles mensuelles du risque routier 31

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE Conclusion Une grande quantité de modèles sur séries chronologiques ont été conçus pour analyser et expliquer l évolution du risque routier au niveau d un pays. Les modèles mensuels sont plus aptes à fournir des modèles explicatifs du risque routier à court et moyen terme grâce à une complexité plus forte de la structure des systèmes d équations adaptée aux différentes classes d accident. T.A.G. désignant Transports routiers, Accidents et Gravité est un modèle économétrique du risque routier en France. L idée centrale est de comprendre le dommage (les victimes) comme étant le résultat de quatre risques : le risque d exposition (kilométrage), le risque comportemental et technologique (la vitesse moyenne), le risque d accidents corporels (nombre d accidents corporels et mortels) et le risque de gravité (taux de gravité légère, lourde et mortelle). Le modèle bénéficie ainsi de quatre niveaux constituant les indicateurs du risque routier qui deviennent eux-mêmes les objets à expliquer et qui sont reliés les uns aux autres. L intérêt d une telle structure est de pouvoir d une part, déterminer la part entre l effet direct et indirect via la vitesse moyenne et l exposition au risque et d autre part, d analyser les effets d un facteur en terme de substitution ou de compensation entre les risques d accidents mortels et corporels, ou entre les risques d être tué et d être blessé apportant ainsi une interprétation plus complète qu un simple modèle expliquant le nombre d accidents corporels. En plus d utiliser un système hiérarchique d équation pour modéliser le risque routier, le modèle développé, exploite d une part la richesse de l information statistique sur une base mensuelle d autre part, offre une grande souplesse dans la détermination de la forme fonctionnelle qui relie un indicateur du risque aux variables explicatives par l emploi de la transformation de Box-Cox et enfin emploie comme structure temporelle du résidu une fonction d autocorrélation et d hétéroscédasticité. La dynamique des différents indicateurs du risque routier est mise en évidence en les décomposant en composantes non observables afin de déceler quelles composantes (tendance, saisonnalité et cyle) sont le plus à l origine des variations de cette série. On observe en général pour ces indicateurs, une tendance stochastique et une saisonnalité stochastique ainsi qu un cycle annuel. Si nous considérons le système des transports routiers dans sa globalité, il est incontestable, avant d engager toute modélisation visant à mieux comprendre le bilan routier, de pouvoir évaluer le niveau de l activité de ce secteur. Nous avons vu précédemment que le risque d accident dépend de son niveau d exposition. Cet indicateur d activité du secteur des transports routier représentant l exposition au risque n existent pas sur une base mensuelle 32

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE mais uniquement annuelle et sur l ensemble de la période (1957-1993), il a de ce fait été nécessaire de le chiffrer en développant une méthodologie spécifique d évaluation. ANNEXE 1.1 : ANALYSE MENSUELLE COMPARATIVE DES INDICATEURS DU RISQUE ROUTIER 30% 20% 10% 0% -10% -20% J F M A M J J A S O N D -30% De 1957 à 1972 De 1973 à 1981 De 1982 à 1993 Figure 1.13 : Evolution mensuelle moyenne par période du nombre de kilomètres parcourus par l'ensemble des véhicules routiers. 20% 15% 10% 5% 0% -5% -10% -15% -20% -25% J F M A M J J A S O N D -30% De 1957 à 1972 De 1973 à 1981 De 1982 à 1993 Figure 1.14 : Taux d accroissement mensuel moyen pour chaque sous-période du nombre d'accidents corporels. 33

LA MODELISATION DE L INSECURITE ROUTIERE 30% 20% 10% 0% -10% -20% -30% J F M A M J J A S O N D -40% De 1957 à 1972 De 1973 à 1981 De 1982 à 1993 Figure 1.15 : Taux d accroissement moyen par rapport à la moyenne annuelle du nombre de tués pour les trois périodes considérées (1957-1972, 1973-1981, 1982-1993). 10% 8% 6% 4% 2% 0% -2% J F M A M J J A S O N D -4% De 1957 à 1972 De 1973 à 1981 De 1982 à 1993 Figure 1.16 : Taux d accroissement mensuel moyen du nombre de blessés pour 100 accidents corporels. 2% 1% 0% -1% -2% J F M A M J J A S O N D -3% De 1957 à 1972 De 1973 à 1981 De 1982 à 1993 Figure 1.17 : Taux d accroissement mensuel moyen du nombre de tués pour100 accidents mortels. 34

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS CHAPITRE 2 ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITÉ DU SECTEUR DES TRANSPÔRTS ROUTIERS Introduction Le premier chapitre présente l ensemble des caractéristiques du modèle TAG quant à sa structure et à sa formulation économétrique. De plus, la mesure de l exposition au risque, le risque comportemental et technologique, la fréquence des accidents et le taux de gravité ont été définis comme étant les indicateurs du risque routier. Le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers en France représente la mesure la plus communément admise en Sécurité Routière car elle illustre le mieux le concept d exposition au risque. Toutefois, étant donné l inexistence d un système de recueil d'information directe sur l activité du secteur des transports routiers, il a été nécessaire de mesurer, de chiffrer cette mesure d exposition au risque sur une base mensuelle et sur l ensemble de la période considérée. L objectif de ce chapitre est donc de déterminer le niveau d activité du secteur des transports routiers représenté par le kilométrage mensuel parcouru sur le réseau routier national par l ensemble des véhicules. Le présent chapitre fait état des nombreux travaux requis pour estimer le kilométrage mensuel parcouru en France sur la période 1957-1993. La première phase consiste à reconstituer les séries annuelles utiles à l estimation de la consommation unitaire moyenne des véhicules routiers sur la période 1957-1993. Une estimation d ensemble assez fiable est possible à partir des parcs et des kilométrages annuels moyens ou totaux des différentes catégories de véhicules routiers. Les principales incertitudes portent sur le trafic des poids lourds et les parcs des deux-roues motorisés. Pour chaque catégorie de véhicules routiers, la méthodologie mise en place nécessite d estimer le parc en circulation et le kilométrage annuel moyen ou directement le kilométrage total. Dans un premier temps, nous présentons la méthode que nous avons développée afin d estimer l exposition au risque (section 2.1). Dans un deuxième temps, nous réalisons un bilan condensé des modèles économétriques utilisés dans le cadre de l évaluation de la consommation énergétique moyenne des véhicules légers (section 2.2). Enfin, nous déterminons l évolution du kilométrage total annuel et mensuel de 1956 à 1993 sur la France entière (section 2.3). L objectif étant de disposer d une mesure fiable de l exposition au risque. xxxv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Une présentation exhaustive des procédures et des modèles dans ce chapitre engendrerait une lecture laborieuse et serait sans contrepartie concrète. En conséquence, nous avons opté pour la réalisation d un guide où les procédures détaillées de reconstitution de chacune des séries nécessaires à l élaboration du kilométrage annuel et mensuel sont spécifiées en annexe I (Guide : «Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque routier»). La reconstitution des séries annuelles puis mensuelles sur le parc, le kilométrage moyen ou total, et les consommations unitaires est exposée pour chaque catégorie de véhicules routiers : les voitures particulières, les véhicules utilitaires légers, les poids lourds, les autocars et les autobus et les deux roues motorisés. Nous décrivons les sources statistiques et les séries disponibles, et présentons leurs insuffisances en exposant les modèles utilisés en vue de compléter de manière fiable les statistiques existantes. Les procédures détaillées d'élaboration de chacune des séries et les modèles économétriques sont également présentés. xxxvi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.1 La méthode d estimation de l exposition au risque La circulation routière en France est assez mal connue sur le plan statistique, le suivi le plus courant ne concerne que le seul réseau des autoroutes et routes nationales (S.E.T.R.A. 4, 1993). Cette constatation, que l on peut également faire dans un grand nombre de pays voisins de la France, résulte de la difficulté d organiser un système de recueil d information par sondage et par comptage sur tous les réseaux, spécialement en milieu urbain (Cambois & Fontaine, 1980) et sur le réseau départemental (Lassarre, 1989). Il est pourtant nécessaire de disposer d une estimation globale nationale relativement précise pour apprécier notamment les évolutions du risque routier ou de la consommation unitaire d énergie, et de façon plus générale pour éclairer les responsables de la politique nationale et européenne des transports sur le développement des infrastructures et l imputation des charges d infrastructures. Les premières tentatives d estimation du kilométrage annuel en France selon les réseaux et les catégories obtenues pour l année 1980 (tableau 2.1) ont été effectuées grâce à un groupe d expert du Ministère des Transports, de l I.R.T. 5, de l O.N.S.E.R. 6 et du C.E.T.U.R. 7 (Ledru, Systerman, 1984). Tableau 2.1 : Estimation du kilométrage parcouru sur le réseau français par les véhicules routiers pour l année 1980. En milliards de véhicules-kilomètres PARCOURS TOTAL * Voitures particulières 231 à 257 Véhicules utilitaires légers 34 à 37,5 Poids lourds 14 à 17 Autres véhicules utilitaires 3 à 5 Autocars et autobus 2 Solde du trafic étranger (véhicules utilitaires) 0,5 à 1 Engins agricoles 2 à 2,5 Motocyclettes (deux roues immatriculés) 6,5 à 8,5 PARCOURS TOTAL 293 à 330,5 *Source : Observatoire National de Sécurité et de Circulation Routière. Etant donné l inexistence d un système de recueil d'information directe sur la circulation tout réseau, nous proposons une méthode d'estimation du kilométrage mensuel de 1957 à 1993 qui utilise la consommation totale de carburant en France, le nombre de véhicules en circulation, des données d'enquêtes sur la mobilité et sur la consommation unitaire des véhicules routiers. 2.1.1 La formulation de base Cette méthode indirecte estime le parcours effectué par l ensemble des véhicules routiers sur le réseau national à partir de la consommation totale de carburant en France. On peut bien sûr utiliser directement la consommation de carburant comme variable mesurant l'exposition au risque plutôt que le kilométrage des véhicules routiers en assumant le risque d un biais certain. En effet, la consommation totale de carburant recèle les marges importantes d amélioration des comportements et des rendements énergétiques. Il est donc préférable de 4 5 6 7 Service d Etudes Techniques des Routes et des Autoroutes (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). Institut de Recherche des Transports. Organisme national de Sécurité Routière. Centre d Etudes Technique de l Urbanisme. xxxvii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS développer une méthodologie permettant d estimer le kilométrage parcouru par l ensemble des véhicules routiers sur le réseau national à partir de la consommation totale de carburant en France. La méthode d estimation du kilométrage mensuel sur la période 1957-1993 est dans la lignée des travaux menés à l Observatoire d Economie et de Statistique des Transports (Girault, 1992) et au Québec (Gaudry et al, 1993). Le principe est de chercher à exploiter les données d enquêtes partielles existantes sur la circulation, la consommation unitaire des véhicules et les statistiques du parc des véhicules à moteur, en les calant sur les statistiques de livraisons de carburant de la période considérée. La formule de base donne le nombre de kilomètres parcourus par le rapport entre la consommation totale de carburant exprimée en litres et la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers : CONSOMMATION TOTALE DE CARBURANT (litres) 100 CONSOMMATION SPECIFIQUE MOYENNE (litres aux 100 km) = KILOMETRES PARCOURUS Comme l objectif est d estimer la circulation routière nationale sur une base mensuelle de 1957 à 1993, soit 444 observations, cette formule comporte un intérêt majeur dans le sens où elle est fondée sur une donnée statistique fiable disponible au niveau mensuel et sur toute la période étudiée, celle des livraisons de carburant des Sociétés de Pétrole aux distributeurs 8 (figure 2.1). 8 L Institut Français du Pétrole (I.F.P.) anciennement appelé le Comité Professionnel du Pétrole (C.P.D.P.) répertorie les livraisons de carburant des sociétés de Pétrole aux distributeurs au niveau mensuel depuis 1957 xxxviii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 3000000 2500000 2000000 milliers de litres 1500000 1000000 500000 0 Livraisons de diesel Livraisons d''essence' Figure 2.1 : Evolution mensuelle des livraisons de carburant essence et diesel de janvier 1957 à décembre 1993 (source I.F.P.). La répartition de ces livraisons par type de carburant essence 9 et diesel conduit à sommer deux estimations du kilométrage pour les véhicules à moteur essence et pour les véhicules à moteur diesel : KP 1 = i CT( e ) + i i KP ( e ) CU ( e ) 0 i KP i 0 ( e ) CT( d ) i i KP ( d ) CU ( d ) KP ( d ) = KP ( e ) + KP ( d ) 1 1 i 0 i i 0 (1) avec: CT(.) : représente la consommation totale en carburant essence et diesel de l ensemble des véhicules routiers (exprimée en litres) ; CU(.) : exprime la consommation unitaire moyenne d'un parc de véhicules routiers à moteur essence ou diesel (exprimée en litres aux 100 kilomètres). 9 Le terme 'essence' intègre le carburant essence (ordinaire) et le supercarburant (plombé et sans plomb), dont la part est prépondérante. xxxix

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS KP(.) : décrit le nombre de kilomètres parcourus par les véhicules routiers à moteur essence ou diesel sur le réseau routier national (exprimée en kilomètres) ; indice 0 : correspond aux estimations résultant de diverses sources statistiques existantes (enquêtes, recensements de la circulation, comptages,...) ; indice 1 : correspond aux estimations calées sur la consommation totale de carburant ; exposant i : représente les différentes catégories considérées de véhicules routiers motorisés. KP1(.) est le kilométrage total pour l ensemble des véhicules routiers à moteur essence ou diesel corrigé par les i 0 0 i i 0 0 i livraisons de carburant essence ou diesel et KP (e) = KP (e) et KP (d) = KP (d) est le kilométrage total effectué par l ensemble des véhicules routiers essence ou diesel estimé à partir des données des différentes enquêtes. Afin d évaluer de façon rigoureuse la consommation unitaire moyenne du parc de l ensemble des véhicules routiers et de ce fait le kilométrage total, cinq catégories de véhicules ont été retenues : les voitures particulières et commerciales, les véhicules utilitaires légers correspondant aux véhicules utilitaires dont le poids total autorisé est inférieur ou égale à cinq tonnes, les poids lourds correspondant aux véhicules utilitaires dont le poids total autorisé est supérieur à cinq tonnes, les autocars et les autobus, les deux roues motorisés. De plus, un second partage en sous-catégories permet d accroître la précision de l estimation de la consommation unitaire moyenne du parc, notamment celle des poids lourds et des deux roues motorisés. La consommation unitaire d un poids lourd étant fonction de son poids en charge, nous séparons les poids lourds dont le poids total autorisé est compris entre cinq et dix tonnes de ceux de plus de dix tonnes. De façon analogue, comme la consommation unitaire des deux roues motorisés varie selon la cyclindrée, les deux roues motorisés sont répartis en trois classes de cylindrées allant de moins de 50 centimètres cubes pour les cyclomoteurs, de 50 à 125 pour les vélomoteurs, à plus de 125 centimètres cubes pour les motocycles. 2.1.2 Le système en boucle Cette méthode d estimation du kilométrage par calage sur les ventes de carburant s apparente à un système qui boucle sur les kilométrages parcourus par catégorie de véhicules (figure 2.2). xl

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS KP 0 i (.) Kilométrage / catégorie de véhicules (enquêtes) KP 1 (.) Kilométrage total après calage sur les ventes de carburant KP (. ) i 1 i KP (. ) = KP (. ) 0 1 KP (. ) 0 Boucle Facteur correctif : KP 1 (.) KP 0 (.) Figure 2.2 : Représentation du calage par un système en boucle. Cela revient à ajuster à leur tour les premières estimations du kilométrage parcouru par catégorie de véhicules et type de carburant en les multipliant par le rapport KP 1 (e)/kp 0 (e) ou KP 1 (d)/kp 0 (d), de façon à ce que leur somme soit égale au kilométrage total calé sur les livraisons de carburants: i i KP 1 (e) Pour les véhicules ' essence' : KP 1 (e) = KP 0 (e) KP (e) i i KP 1 (d) Pour les véhicules diesel : KP 1 (d) = KP 0 (d) KP (d) 0 0 (2) On aurait pu choisir de corriger uniquement le kilométrage des voitures particulières ou bien les consommations unitaires. Tout dépend du modèle d'erreur que l'on met sur les données. Avec le modèle proposé, on corrige les kilométrages de chaque catégorie de véhicule d'un même facteur en supposant que le même degré d'erreur affecte le kilométrage estimé par catégorie. On peut aussi en déduire une estimation de la consommation de carburant par catégorie de véhicule et type de carburant calée sur les ventes totales de carburant par la formule 3 suivante : xli

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS i i Pour les véhicules ' essence' : CT (e) = KP (e) CU (e) i i Pour les véhicules diesel : CT (d) = KP (d) CU (d) 1 1 1 1 i i (3) 2.1.3 La consommation unitaire moyenne La consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers est ainsi calculée pour chaque type de carburant par pondération de la consommation unitaire de chaque catégorie de véhicules par leur kilométrage respectif. De façon générale, nous avons l expression 4 suivante : CSM = CSM ( e ) + CSM ( d ) = i i i KP ( e ) CU ( e ) 0 i KP i 0 ( e ) + i i i KP ( d ) CU ( d ) 0 i KP i 0 ( d ) (4) avec: CU(.) : exprime la consommation unitaire moyenne d'un parc de véhicules routiers à moteur essence ou diesel (exprimée en litres aux 100 kilomètres). KP(.) : décrit le nombre de kilomètres parcourus par les véhicules routiers à moteur essence ou diesel sur le réseau routier national (exprimée en kilomètres) ; indice 0 : correspond aux estimations résultant de diverses sources statistiques existantes (enquêtes, recensements de la circulation, comptages,...) ; indice 1 : correspond aux estimations calées sur la consommation totale de carburant ; exposant i : représente les différentes catégories considérées de véhicules routiers motorisés. Afin de mener à bien notre exercice d évaluation de la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers de 1957 à 1993, nous avons reconstitué les séries sur le parc, le kilométrage moyen ou total, et la consommation unitaire. Par reconstitution de série, nous entendons la démarche qui consiste à : identifier les sources les plus fiables de l'information en vue de la collecte des données existantes en s efforçant d apprécier la précision des estimations, xlii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS corriger ou caler les données lorsque le champ de l'enquête a changé entre les périodes, combler les insuffisances statistiques : en recherchant les séries de base qui permettent par calcul de fournir les valeurs de la série ou bien en développant des modèles économétriques ou bien en s'appuyant sur une série explicative ou leader qui fournit l'évolution, le niveau étant donné par quelques mesures d'enquête. La consommation unitaire moyenne du parc en circulation de l ensemble des véhicules routiers est une moyenne pondérée de la consommation unitaire moyenne de chaque catégorie de véhicules routiers par le nombre respectif de kilomètres parcourus. Il est donc nécessaire d estimer le nombre de kilomètres parcourus sur le réseau français pour chaque catégorie de véhicules. Deux approches peuvent être envisagées en fonction des principales sources d'informations statistiques du monde des transports : 1. Directement par le kilométrage total parcouru. Cela concerne les modes de transport de marchandises (poids lourds) et de voyageurs (autocars et autobus) pour lesquels les statistiques officielles sont données en tonneskilomètres ou passagers-kilomètres. Le kilométrage moyen est un sous-produit de cette statistique. 2. Par le produit de la taille du parc de véhicules par le kilométrage moyen par véhicule. Cela concerne les modes de transport individuel comme la voiture particulière et le deux-roues motorisé, mais aussi le véhicule utilitaire léger. L'équation de base permettant de calculer le nombre de kilomètres parcourus par chaque catégorie de véhicule routier fait appel : à la taille du parc à mi-période des véhicules routiers immatriculés en France, au kilométrage moyen par véhicule effectué sur le réseau français pendant la période, qui est égal à la plus grande partie du kilométrage effectué en France et à l'étranger, au kilométrage total parcouru dans la période par les véhicules routiers étrangers sur le réseau français. KP (VR,.,F) = t (5) (1 - t ) PA (VRF,.) + PA (VRF,.) α t+1 t KM (VRF,.,F + E) KP (VRE,.,F) 2 t t + avec : KP t (VR,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de la période t en France (F) par les véhicules routiers immatriculés en France ou à l étranger (VR) à moteur essence ou diesel (.); xliii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS α t PA t (VRF,.) KM t (VRF,.,F+E) KP t (VRE,.,F) : Part dans le kilométrage total effectué au cours de la période t en France et à l étranger par les véhicules routiers immatriculés en France de celui qui a été effectivement réalisé sur le territoire étranger. : Parc au 1 er jour de la période t des véhicules routiers immatriculés en France (VRF) à moteur essence ou diesel (.) ; : Kilométrage effectué en moyenne au cours de la période t par chaque véhicule routier immatriculé en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E) ; : Kilométrage total effectué au cours de la période t en France (F) par les véhicules routiers immatriculés à l étranger (VPE) à moteur essence ou diesel (.). Exemple : le cas des véhicules de tourisme Afin d illustrer succinctement la méthodologie présentée ci-dessus, nous proposons de suivre les étapes nécessaires à la reconstitution du parcours annuel des voitures particulières et commerciales. Les difficultés rencontrées sont de deux ordres, l absence de données statistiques sur l ensemble de la période considérée et le manque de fiabilité de certaines données. Pour chaque série reconstituée, nous distinguons les voitures particulières et commerciales à moteur essence de celles à moteur diesel. Parc : Nous prenons pour source le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.), qui estime le nombre de voitures particulières et commerciales immatriculées en France et en état de circuler par une méthode entréesortie. Leur estimation est basée sur les immatriculations annuelles neuves auxquelles sont appliquées des courbes de survie tenant compte de la puissance fiscale du véhicule. En raison de l absence de données précises pour la France, celles-ci ont été établies à partir des données disponibles à l étranger et principalement en Allemagne. xliv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 20000 18000 16000 14000 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 milliers 1990 1992 1994 essence diesel Figure 2.3: Evolution annuelle du parc au 1 er janvier des voitures particulières et commerciales immatriculées en France de 1957 à 1993 (source : C.C.F.A.). Le nombre de voitures à moteur diesel connaît une croissance exponentielle alors que le parc des voitures essence tend à diminuer depuis 1992. Le retournement conjoncturel des années 1992-1993 entraîne un renversement dans la répartition du parc par type de carburant avec plus de 22% de voitures à moteur diesel. L avantage de prix du carburant diesel par rapport au supercarburant encourage la diésélisation du parc des automobiles. En 1994, les immatriculations neuves de voitures particulières à moteur diesel (0,94 million) ont quasiment rattrapé en niveau celles des voitures particulières à moteur essence (1 million). Kilométrage annuel moyen : Les kilométrages annuels moyens des voitures particulières sont connus par enquête. La source principale est l enquête de conjoncture I.N.S.E.E. auprès des ménages dont les résultats sont repris dans le rapport de la Commission des Comptes des Transports de la Nation 10. Le champ couvre les déplacements en France et à l étranger des véhicules particuliers détenus par les ménages résidant en France. Les autres enquêtes sur lesquelles nous nous sommes basés pour estimer le kilométrage annuel moyen sur toute la période étudiée sont : l enquête cartes grises (1958-1959), les enquêtes Transports I.N.S.E.E. (1966-67, 1973-74, 1981-82, 1993-94), ainsi qu une donnée de comptages de circulation sur le réseau national (Amouyel, 1981). Ces données ont été confrontées à celles de deux autres enquêtes : le panel auto de la SOFRES et le panel SECODIP. 10 Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (Ministère des Finances). xlv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Tableau 2.2: Nombre de kilomètres parcourus en moyenne dans l année en France et à l étranger par les voitures particulières et commerciales à moteur essence ou diesel. KILOMETRAGE ANNUEL MOYEN DES VOITURES PARTICULIERES ET COMMERCIALES* en kilomètres essence diesel 1957 10427 12072 1970 11899 19757 1980 12492 25695 1990 12200 23520 1991 12240 25320 1992 12260 24960 1993 11880 24600 1994 12050 24240 En raison de l écart croissant entre le prix du carburant essence et le prix du carburant diesel et des améliorations techniques des voitures à moteur diesel (turbo diesel), le nombre de kilomètres parcourus en moyenne par an par chaque voiture particulière à moteur diesel est en 1994 deux fois supérieur au nombre de kilomètres parcourus par les voitures particulières à moteur essence (tableau 2.2). Kilométrage annuel total : Le produit du parc à mi-année des voitures particulières et commerciales immatriculées en France par le kilométrage moyen effectué par les mêmes véhicules durant l année donne le kilométrage total effectué par les voitures particulières et commerciales françaises en France et à l étranger. Il est corrigé du solde entre le kilométrage des voitures étrangères circulant en France (à ajouter) et le kilométrage effectué par les voitures françaises à l étranger (à soustraire), pour aboutir au kilométrage total effectué uniquement sur le réseau national français par l ensemble des voitures particulières et commerciales immatriculées en France et à l étranger (Ceci illustre l équation 5). Les ménages français roulent assez peu à l étranger (environ 3% de leur parcours). A l inverse compte tenu de la place de notre pays au cœur de l Europe Occidentale, en 1990 les véhicules étrangers ont représenté 7,4% du trafic des véhicules légers sur le réseau national d après le Sondage de Circulation du S.E.T.R.A. La circulation des voitures étrangères en France est estimée et rétropolée sur toute la période étudiée à partir de la combinaison de trois indicateurs qui se révèlent relativement cohérents entre eux : le pourcentage donné par le recensement de la circulation 1990 qui distingue les véhicules étrangers, dont l'évolution va suivre celle du nombre de touristes étrangers (source : Ministère du Tourisme), contrôlée par les résultats des enquêtes tourisme aux frontières de 1963, 1976, 1982, 1989 et 1991. Ce pourcentage est supposé identique pour les véhicules essence et diesel. Formellement, le nombre de kilomètres parcourus sur le réseau national par l ensemble des voitures particulières et commerciales à moteur essence ou diesel immatriculées en France et à l étranger est estimé en appliquant l équation 4 (figure 2.4). xlvi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 250000 200000 millions de véhicules x kilomètres 150000 100000 50000 0 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 essence diesel Figure 2.4: Evolution annuelle du kilométrage total effectué en France par l ensemble des voitures particulières et commerciales, de 1957 à 1993. Le kilométrage annuel effectué par l ensemble des voitures particulières à moteur diesel sur le réseau national a connu une croissance exponentielle depuis le premier choc pétrolier pour atteindre en 1993 plus de la moitié du nombre de kilomètres effectués par les voitures particulières à moteur essence. xlvii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.2 La consommation énergétique moyenne des véhicules légers Dans un souci d alléger la présentation de l estimation de l indicateur d activité du secteur des transports routiers, nous décrivons dans cette section la méthodologie de reconstitution de la consommation énergétique moyenne des voitures particulières et commerciales. Cette étude s insère dans l évaluation de la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers (ceci représente le dénominateur de la formulation de base, voir section 2.1.1). Cette analyse a été réalisée pour chaque catégorie de véhicules routiers (voir Annexe I, Guide : «Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque routier»). 2.2.1 La consommation évaluée en laboratoire On s'intéresse à la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel, notée CUi(e) ou CUi(d) dans l équation 1 (voir section 2.1.1) (où i représente la catégorie des voitures particulières et commerciales. Avant le premier choc pétrolier, la consommation unitaire des véhicules routiers ne représentait pas une préoccupation majeure. Ce n est qu en 1975 que le Ministère de l Equipement a défini une procédure de mesure des consommations conventionnelles des voitures particulières neuves 11 dans le but de fournir une appréciation objective à l acheteur potentiel. Toutefois, il est admis que, dans des conditions réelles de conduite, la consommation unitaire d une voiture ne correspond pas à celle indiquée sur les brochures, dite consommation conventionnelle, mais varie en fonction des caractéristiques du conducteur (comportement, âge,...), du véhicule (âge, puissance,...) et de l environnement dans lequel il se trouve (température, infrastructure routière, congestion,...). Depuis les années 1980, on est en mesure d apprécier l évolution des consommations unitaires moyennes du parc qui font l objet d estimation unitaire dans certaines enquêtes. Pour résoudre les principales difficultés que sont l absence de données avant 1975 et la présence de fortes variations saisonnières de la consommation unitaire (plus de 8% d écart entre les moyennes trimestrielles d hiver et d été), nous avons mis en place une procédure en cinq étapes, afin d estimer la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales pour chaque type de carburant et pour chaque mois de l année (figure 2.5). Les trois premières étapes sont réalisées sur une base annuelle afin d aboutir à la reconstitution de la 11 Elles sont mesurées de façon précise et sont reproductibles sur trois types de mesures: consommation à la vitesse stabilisée de 90 km/h (ou à la vitesse maximale du véhicule si celle-ci est inférieure à 90 km/h), consommation à la vitesse de 120 km/h (uniquement dans le cas où la vitesse maximale du véhicule est supérieure à 130 km/h), consommation au cours d un essai type urbain, baptisé cycle EUROPE, effectué sur banc à rouleaux à la vitesse moyenne de 19 km/h. La moyenne des consommations conventionnelles est pondérée de 1/3 pour chaque cycle. xlviii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS série annuelle. Les deux dernières étapes concernant la mensualisation et la modélisation de la consommation unitaire seront développées dans la partie sur la reconstitution des séries mensuelles. 2.2.1.1 L absence d indicateurs dans le passé La première étape (figure 2.5) consiste à reconstituer de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves de 1930 à 1993. Avant la première crise pétrolière, la décision d achat par un ménage d'un véhicule particulier ne dépendait guère de la consommation en carburant, et chaque constructeur automobile annonçait une consommation théorique pour chaque type de véhicule, qui était difficilement comparable d un constructeur à l autre. C est pourquoi en 1975, le Ministère de l Équipement a défini une procédure de mesure de consommation dite conventionnelle dans le but de fournir une appréciation objective à l acheteur potentiel. Afin de reconstituer une consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves sur toute la période étudiée (1957-1993), nous nous sommes basés sur l'estimation de l Agence de l Environnement et de la Maîtrise de l Energie (A.D.E.M.E.) de 1975 à 1993, et nous avons reproduit leur procédure en exploitant les données d'archives du service de documentation du Comité des Constructeurs Français de l Automobile (C.C.F.A.) pour l'autre période 1957-1975. La fiabilité de la démarche retenue s appuie sur une confrontation des données reconstituées en 1975 avec celles disponibles la même année à l'a.d.e.m.e.. xlix

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 1 ère étape Reconstitution de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves : de 1930 à 1993. 2 ième étape Modélisation de la structure par âge du parc des voitures particulières de 1957 à 1993, réalisée à partir des immatriculations neuves et de l estimation d un taux de survie. Série annuelle de 1930 à 1993 de la consommation conventionnelle des voitures neuves immatriculées en France au cours de l année considérée. Structure par âge du parc des voitures particulières : de 1957 à 1993 Association à chaque année de modèle, d une part sa consommation conventionnelle et d autre part, son importance relative dans le parc automobile de l année t. 3 ième étape Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières de 1957-1993. Mensualisation de la consommation conventionnelle moyenne du parc proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. 4 ième étape Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales sur une base mensuelle de janvier 1957 à décembre 1993. Correction de l écart entre la consommation conventionnelle et la consommation unitaire réelle par un modèle économétrique réalisé à partir des résultats du panel SECODIP et d autres variables explicatives, telles que la température, le prix du carburant,... 5 ième étape Résultat final CONSOMMATION UNITAIRE MOYENNE DU PARC DES VOITURES PARTICULIERES ET COMMERCIALES SUR UNE BASE MENSUELLE DE JANVIER 1957 A DECEMBRE 1993. Figure 2.5 : schéma explicatif de la reconstitution de la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières de janvier 1957 à décembre 1993. La reconstitution est réalisée sur l ensemble de la période de la manière suivante (Hoeung, Jaeger, 1995): l

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS de 1930 à 1955, la consommation théorique moyenne des voitures particulières et commerciales neuves est estimée en pondérant pour chaque année la consommation théorique de chaque marques et types tirée de La Revue Automobile Suisse 12 par la production de voitures particulières et commerciales correspondantes. Sur cette période, les statistiques d immatriculations des voitures par marques et types faisant défaut, nous avons basé nos estimations sur les chiffres de production des voitures françaises par marques et types obtenue dans les références suivantes du C.C.F.A.: Histoire de l automobile, Production par modèles, des rapports d activité de Citroën, des rapports d activité de RNUR pour Renault et de l Argus pour Peugeot. Ces informations ont été complétées par la littérature automobile : Toutes les Citroën, Toutes les Peugeot et Toutes les Renault de René Bellu, Le guide Simca de Bruno Poirier et Le guide Panhard de Dominique Pagneux dans lesquelles la production de certains modèles est spécifiée. de 1956-1975, la consommation théorique moyenne des voitures particulières et commerciales neuves est estimée en pondérant pour chaque année la consommation théorique des voitures particulières et commerciales neuves de chaque marques et types tirée de La Revue Automobile Suisse par les immatriculations des voitures particulières et commerciales neuves correspondantes. Sur cette période, les immatriculations neuves par marques et types et par puissances fiscales sont recensées par l Association Auxiliaire de l Automobile (A.A.A.):. La référence est une étude annuelle intitulée Immatriculations de véhicules neufs en France, avec comme principales marques Citroën, Panhard, Peugeot, Renault, Simca, Alpha Romeo, Audi, Austin, BMW, Chevrolet, Fiat, Ford, Lancia, Morris, VW... de 1975-1993, la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves est estimée par l'a.d.e.m.e. sur la base des données de l Union Technique de l Automobile et du Cycle (U.T.A.C.). Afin de caler les deux points de ruptures, en 1956 et en 1975, deux ajustements ont été effectués. Une première correction a été réalisée en 1956 en raison du léger écart entre les chiffres de production et les immatriculations neuves des voitures particulières et commerciales. Une deuxième correction a été nécessaire pour l année 1975, du fait que les consommations conventionnelles en France sont soumises à partir de 1975 à une normalisation. La série ainsi ajustée sur toute la période 1930-1993 (figure 2.6) décrit l évolution annuelle de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales essence neuves. Historique des véhicules à moteur essence : 12 La Revue Automobile Suisse est une revue annuelle où sont répertoriés tous les nouveaux modèles de chaque constructeur, avec leurs caractéristiques (moteur, transmission, rapport de démultiplication, suspension, performances vitesse et consommation). Les données de consommation sont évaluées par les constructeurs eux-mêmes ou par défaut, par un test de La Revue Automobile Suisse. li

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS En fin d année 1946, nous assistons au lancement de petits modèles comme la Peugeot 4 CV ou la Simca 5 qui ont une faible consommation de carburant (respectivement 6 litres et 3,8 litres aux cent kilomètres). La consommation moyenne théorique en 1947 franchit alors la barre inférieure des 8 litres aux cent kilomètres. La période 1951-1953 représente l apogée du règne des grands modèles 11L, 11N, 15-6 de Citroën, qui est marquée par un pic de forte consommation moyenne en 1954. Peu après, les consommateurs se tournent vers des modèles plus économiques, et les grands modèles sont peu à peu abandonnés. Parallèlement, les modèles intermédiaires tels que la Peugeot 203 et la Renault Dauphine s offrent une part de plus en plus importante du marché automobile, ils sont plus économiques en carburant que les grands modèles et plus puissants que les petits modèles. Cette augmentation d immatriculations de modèles intermédiaires explique la diminution de la consommation moyenne théorique des voitures particulières sur la période 1954-1962. Après 1963, la voiture moyenne s impose avec plus de 20 % de la part du marché des voitures particulières et commerciales pour seulement trois modèles : Peugeot 404, Renault 8, Simca 1300. Dans le même temps, la course automobile commence à devenir populaire, développant l'attirance pour des voitures plus performantes, plus rapides et donc plus gourmandes après 1963, que les progrès technologiques vont permettre de produire sans souci de rendement énergétique de la part des constructeurs. Le choc pétrolier de 1971, et surtout celui de 1973 imposent aux particuliers le choix de voitures plus économiques. Ainsi, la part de la Citroen Dyane et 2CV, de la Renault 5 et de la Peugeot 103 passe de 16,6% en 1973 à 25% en 1974. La diminution constante de la consommation énergétique moyenne des voitures particulières et commerciales depuis 1975 traduit l effort constant des constructeurs à allier performances et économie d énergie. lii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS litres aux 100 kilomètres 12 11 10 Lancement de petits modèles : Peugeot 4 CV Simca 5 Apogée du règne des grands modèles : Citroën 11L, 11N Apparition des modèles intermédiaires : Peugeot 203 & Renault Dauphine Contruction de voitures plus puissantes : Peugeot 404, Renault 8 et Simca 1300. 1 er choc pétrolier : choix de voitures plus économiques (Dyane & 2 CV) Effort constant de la part des constructeurs à allier performances et économie d énergie 9 8 7 Peugeot 204D (6,9l aux 100 km) 6 Peugeot 404D (8,1l aux 100 km) 5 1 er modèle diesel français : Peugeot 403D (8l aux 100 km) Grands modèles : Peugeot 504 & Mercédes 240D 4 32 34 36 38 40 42 44 46 48 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 Essence Diesel Figure 2.6 : Série annuelle ajustée sur la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves à moteur essence et à moteur diesel. Historique des véhicules à moteur diesel : C est en 1959 que Peugeot lance la première voiture particulière française à moteur diesel : la 403D. Jusqu à 1975, Peugeot domine fortement le marché du diesel avec Mercédès. Les fluctuations de la consommation en diesel observées entre 1958 et 1961 sont dues à la faiblesse du nombre de ventes dans ce marché qui reste marginal. L apparition en 1959 de la Peugeot 403D avec une consommation de 8 litres aux cent kilomètres, bien supérieure aux modèles 180D et 190D de Mercédès avec respectivement 6,8 litres et 7,1 litres aux cent kilomètres, explique le pic en 1959. La sortie du modèle Peugeot 403BD particulièrement économique (7 litres aux cent kilomètres) entraîne une baisse importante de la consommation théorique moyenne. En 1962 apparaît la Peugeot 404 diesel, voiture moyenne qui stabilise la consommation moyenne aux environs de 8,1 litres aux cent kilomètres. Ce phénomène observé est identique pour les voitures particulières et commerciales essence. En 1967, Peugeot sort un petit modèle économique : la 204D consommant 6,9 litres aux cent kilomètres. Après une légère diminution, la consommation moyenne des voitures particulières et commerciales neuves à moteur diesel augmente en raison des grands modèles Peugeot 504 sortis en 1971 et Mercédès 240D sortis en 1974. Ce n est qu après 1975 que les usagers semblent ressentir l effet du choc pétrolier. Les constructeurs développent des modèles plus économiques. Les avancées technologiques permettent ainsi une décroissance rapide de la consommation qui se stabilise en 1984 aux environs des 6 litres aux cent kilomètres. liii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.2.1.2 Modélisation de la structure par âge du parc La seconde étape (figure 2.5) consiste à modéliser la structure par âge du parc des voitures particulières et commerciales de 1957 à 1993. L objectif est d estimer l évolution de la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à partir de la consommation conventionnelle moyenne des véhicules neufs. Celui-ci nécessite de modéliser la structure par tranche d'âge du parc automobile sur les 37 années de la période considérée pour chaque type de carburant (Jaeger, 1995). La méthode de modélisation est donc développée dans cette section. La démarche consiste dans un premier temps à estimer un taux de survie théorique à partir des Enquêtes I.N.S.E.E. de Conjoncture fondé sur les travaux de Gallez (1994), auquel on soumet un ajustement dans le but d obtenir un parc automobile total correspondant aux estimations du C.C.F.A. 13. Dans une dernière étape, nous avons estimé un structure par âge du parc automobile en appliquant chaque année le taux de survie estimé, aux immatriculations neuves annuelles des voitures particulières et commerciales. L intérêt de cette approche réside dans la répartition de la structure par âge du parc automobile par type de carburant: essence et diesel. En dernier lieu, nous exposons les résultats de l application de ce modèle pour trois années représentatives de l évolution de la structure du parc automobile essence et diesel (1956, 1975 et 1990). 2.2.1.2.1 Estimation du taux de survie par une approche longitudinale L évolution du parc automobile dépend de la répartition de la demande de véhicules neufs entre la demande nette, correspondant à l accroissement net du parc, et la demande correspond au remplacement des véhicules hors d usage mis au rebut (figure 2.7). Demande nette Accroissement net du parc Immatriculations neuves Parc au temps t+1 Demande de remplacement Parc au temps t Schéma explicatif de l évolution du parc automobile Remplacement des véhicules mis aux rebut Figure 2.7 : 13 Comité des Constructeurs Français d Automobile. liv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS L évaluation du nombre de véhicules détruits annuellement a pu être faite grâce à l étude de la durée de vie des véhicules automobiles et de son évolution. Définitions et notions de durée de vie La durée de vie est définie comme une fonction qui associe à chaque instant la probabilité de survie de l objet considéré. La durée de vie des véhicules peut être appréhendée à trois niveaux: la durée de vie physique d un véhicule dépend de ses caractéristiques techniques et mécaniques. Cette notion s apparente à la robustesse du bien. Elle peut être appréhendée par des tests de longévité: la mortalité correspondant à une usure physique des véhicules qui ne peuvent plus fonctionner. la durée de vie économique, correspond au temps au bout duquel les véhicules auront effectivement disparu de la circulation. Les facteurs influençant cette durée de vie économique sont la politique de présentation de nouveaux modèles des constructeurs, les performances insuffisantes et les mauvaises conditions de sécurité du véhicule, l importance du nombre d accidents ou de pannes entraînant la mise au rebut des automobiles. la durée de vie marchande, fait référence à la valeur marchande du véhicule proposé sur le marché. Cette notion diffère de la durée de vie économique par le fait qu un certain nombre de véhicules anciens sont encore en usage, leur valeur étant nulle ou très faible. L appréhension d une structure par âge du parc automobile différentiée selon le type de carburant, basée sur les données issues des Enquêtes I.N.S.E.E. de Conjoncture Auprès des Ménages fait appel à la notion de durée de vie économique. Présentation théorique des courbes de durée de vie économique Les durées de vie économiques peuvent être évaluées selon deux optiques: - Du point de vue transversal: la durée de vie peut être représentée par une courbe donnant pour une année donnée et selon l âge du véhicule, les taux de survie des générations précédentes. Le taux de survie G a (t) correspond à la probabilité qu un véhicule d âge a soit encore en vie l année t, en d autres termes, il se traduit par le rapport entre le nombre de véhicules d âge a survivant en t et le volume total de voitures qui ont été immatriculées en t-a, soit: où: N a ( t): I(t-a): Na ( t) Ga ( t) = I( t a) nombre de véhicules d âge a survivant à la date t nombre total de véhicules neufs immatriculés à la date t-a. (6) L illustration graphique de cette conception en coupes instantanées se présente ainsi: lv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS % 100 G a(t) Taux de survie des véhicules des générations précédentes Année t âge a Figure 2.39 : Taux de survie transversal - Du point de vue longitudinal: la détermination de la durée de vie des véhicules consiste à suivre l évolution d une génération donnée, c est-à-dire l ensemble des véhicules ayant été mis en circulation durant l année t. Ainsi, S a (t) représente la proportion de survie de ces véhicules à l âge a, soit: Na ( t) Sa ( t) = = G a ( t + a) (7) I( t) où: N a (t): nombre de véhicules de la génération t (ou mis en circulation l année t) survivant à l âge a I(t): nombre total de véhicules neufs immatriculés au cours de l année t. Nous représentons la courbe de durée de vie de l ensemble des véhicules mis en circulation une année donnée par la courbe donnant les taux de survie de cette génération de véhicules en fonction de l âge, c est à dire le pourcentage de véhicules de la génération t subsistant à l âge a. % 100 G a(t) % de voitures survivant à l âge a Voitures mises en circulation l année t 50 Durée de vie médiane âge a Figure 2.8 : Taux de survie longitudinal Nous utiliserons la notion de durée de vie médiane, c est-à-dire le temps au bout duquel 50% des véhicules de la même génération sont morts, ceci représente la valeur m tel que G m (t) = 50%. lvi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Pour connaître G a (t), il faut donc suivre de l année t à l année t+a 14, le nombre de véhicules survivants d âge 0 à l âge A respectivement. Ainsi, ceci suppose une série cohérente issue des résultats d une même enquête menée sur une période très longue ( A pouvant atteindre 20 ans ou plus pour les véhicules). Choix d une approche longitudinale L approche transversale permet de retracer au cours du temps l évolution du comportement des acquéreurs et donc de déceler s il y a lieu les mouvements à la hausse ou à la baisse des durées de vie; ces mouvements étant dus à des considérations économiques et non seulement à des phénomènes de robustesse physique (cas de l approche longitudinale). Ainsi, les fluctuations conjoncturelles sont plus facilement appréhendées dans cette optique. Cependant, pour mettre en place une structure par âge du parc automobile pour les trente dernières années et mieux en décrire l évolution passée, il est nécessaire d étudier les courbes de durée de vie des véhicules de différentes générations, ce qui implique une analyse longitudinale. La durée de vie des voitures particulières en France obtenue à partir des enquêtes I.N.S.E.E. L objectif est d estimer une fonction de survie théorique des voitures particulières à partir des Enquêtes I.N.S.E.E. de Conjoncture Auprès de Ménages. Nous nous référons aux travaux de Gallez (1994). Mode de calcul de la durée de vie Les enquêtes sur lesquelles nous nous sommes basés sont les Enquêtes I.N.S.E.E. de Conjoncture Auprès des Ménages (anciennement intitulées Enquêtes Intentions d Achats). Elles sont réalisées trois fois par an par l I.N.S.E.E., aux mois de janvier, mai et novembre. Elles recueillent auprès d un large échantillon (de 6000 à 8000 ménages par enquête) représentatif des ménages français une information détaillée concernant leur équipement et leurs intentions d achat pour un ensemble complet de biens durables. La partie du questionnaire qui nous intéresse est réservée à l automobile et permet de connaître entre autres l année d acquisition, l année de première immatriculation, l état à l acquisition (neuf, presque neuf, occasion) et le type de carburant (la distinction essence/diesel n étant clairement établie que depuis 1989). De plus, il faut préciser que le champ étudié se restreint à l ensemble des voitures particulières à disposition permanente des ménages et n intègre de ce fait qu au bout de trois à cinq ans les voitures particulières achetées par les Sociétés revendues aux ménages. A partir des données d enquêtes (1972-1992), l évolution du nombre des effectifs d une même génération au cours de son cycle de vie a été estimée et ceci pour les générations de véhicules allant de 1962 à 1992. Ainsi, le principe de calcul des taux de survie par âge consiste à diviser le nombre des effectifs obtenus ci dessus par l effectif le plus élevé sur tout le cycle de vie de la génération de véhicules considérés (étant censé représenter le nombre d immatriculations neuves correspond à cette même génération). 14 A traduit l âge limite au bout duquel il n existe plus aucune voiture de la génération t survivant à la date t+a. lvii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Age des véhicules 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 1968 100,0 85,8 85,3 81,9 77,6 57,3 61,5 45,6 38,7 32,0 23,9 20,0 14,7 11,8 9,0 6,6 9,6 3,8 3,8 2,5 2,4 1969 100,0 95,6 85,2 79,4 74,9 69,9 54,4 61,1 41,6 38,3 26,8 24,3 13,6 12,2 10,9 8,0 7,1 5,9 4,4 2,9 4,0 1970 87,6 100,0 82,0 87,9 84,7 69,8 75,5 56,6 56,5 47,6 39,0 29,8 24,7 23,2 18,6 9,7 9,9 7,9 6,3 3,8 2,5 1971 100,0 99,2 92,9 86,3 84,3 80,5 74,1 66,9 51,8 49,2 46,1 34,3 28,3 27,0 17,1 15,3 12,7 7,0 5,0 7,3 4,2 1972 65,2 82,7 93,9 100,0 88,3 84,4 80,6 69,3 65,9 53,6 63,4 41,9 39,6 31,0 24,5 21,0 16,4 11,2 9,5 5,8 5,8 1973 86,3 92,3 99,6 100,0 87,7 87,2 85,5 71,3 67,4 55,2 57,8 38,7 37,7 29,2 22,1 23,3 15,9 9,8 7,9 5,9 1974 82,4 89,9 100,0 97,6 97,8 93,3 92,2 82,1 75,8 58,9 62,1 41,8 46,2 28,1 21,9 20,0 12,6 10,7 9,9 1975 78,8 90,8 100,0 89,2 88,0 91,2 84,8 77,3 66,0 50,3 63,6 40,8 38,9 30,8 16,5 16,9 11,7 8,2 1976 75,6 94,1 100,0 94,1 84,6 90,2 85,8 79,5 67,5 63,6 62,9 42,5 38,0 23,8 21,6 17,6 12,9 1977 79,9 100,0 99,1 87,7 83,4 85,7 82,0 76,2 67,6 54,3 54,0 40,2 29,8 22,4 16,3 18,1 1978 73,5 99,5 100,0 99,0 93,8 87,8 86,3 79,6 76,2 58,3 61,6 52,0 38,1 32,6 21,5 1979 81,6 94,6 94,0 100,0 93,9 95,6 94,3 85,4 76,4 55,9 71,1 44,2 38,2 26,6 1980 81,8 89,7 99,7 98,0 99,5 100,0 95,3 88,9 73,8 58,2 66,4 50,6 38,5 1981 80,2 93,9 100,0 98,9 97,8 96,8 95,2 89,0 78,1 64,2 69,5 52,5 1982 76,1 90,2 100,0 94,7 91,4 95,9 90,9 83,0 74,7 67,7 75,6 1983 88,7 92,4 100,0 96,9 96,1 89,8 85,5 74,3 72,4 68,4 1984 82,2 92,8 100,0 97,8 98,0 93,5 85,0 84,1 84,0 1985 73,9 92,2 100,0 86,3 91,2 99,3 94,3 77,6 1986 82,0 97,1 98,4 100,0 85,0 92,1 95,0 1987 84,9 95,2 99,1 100,0 88,9 98,4 Tableau 2.3 : Taux de survie par âge des générations 1968 à 1987 de voitures particulière immatriculées en France.(Source : Gallez, 1994) Ainsi, les chiffres issus des enquêtes de l INSEE permettent de tracer la courbe de durée de vie des véhicules d une génération donnée et ce pour toutes les générations de 1962 à 1992 (tableau 2.3). Remarques: Les calculs des taux de survie n ont pas pu être basés sur les statistiques au 1 er janvier des immatriculations neuves des voitures particulières et commerciales de l Association Auxiliaire de l Automobile (A.A.A.) car les quantités observées issues des enquêtes I.N.S.E.E. (pondération mai (2/3) et novembre (1/3)) sont datées du milieu de chaque année. Le calcul des taux de survie est basé sur la méthode utilisée dans l étude de la Direction de la Prévision. Constitution de la durée de vie des véhicules essence et des véhicules diesel Nous nous intéresserons pour la suite de notre étude à la distinction par type de carburant. L analyse des courbes de taux de survie par âge (approche transversale) répartie par type de carburant sur la période 1984-1992 15 indique des taux de survie un peu inférieurs pour les véhicules diesel avant 8 ans d âge, et nettement supérieurs audelà. De ce fait, à partir des lois moyennes instantanées par type de carburant estimées sur la période 1984-1992, un écart moyen a été évalué. Sur la période passée, la comparaison de la courbe de durée de vie moyenne calculée sur l ensemble des générations de voitures particulières construites entre 1968 et 1987 à celle qui a été estimée pour les seuls véhicules à essence sur la période 1984-1992, met en évidence la faible sensibilité de la durée de vie des véhicules à la diésélisation sur la période passée. 15 L absence d information dans les enquêtes sur le type de carburant avant 1984 ne nous permet pas sur cette courte période d appliquer l analyse longitudinale lviii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Nous pouvons ainsi retenir les hypothèses suivantes où la loi de survie pour les véhicules essence est similaire à la loi de survie théorique estimée (ci-dessous) pour les véhicules tout carburant confondu et la loi de survie des véhicules diesel est obtenue à partir de la loi de survie précédente en appliquant l écart moyen indiqué précédemment. Ajustement d une courbe de survie théorique Notre objectif est d estimer une structure par âge du parc des voitures particulières sur une très longue période (1956-1993) à partir des données d enquêtes, des immatriculations 16 neuves et du parc annuel 17. De ce fait, l ajustement d une loi théorique aux taux de survie empiriques estimés d après les données des Enquêtes I.N.S.E.E. de Conjoncture se justifie par l intérêt de décrire une relation entre l âge et le taux de survie des véhicules à l aide d un nombre restreint de paramètres. La forme générale de la courbe de durée de vie empirique des voitures particulières suggère une fonction de déclassement ou encore appelée une fonction de hasard non monotone. La distribution la plus appropriée pour décrire de telles fonctions est la loi Log-normale. Hypothèse: la fonction de hasard qui mesure la probabilité qu un véhicule soit mis au rebut à la date t s écrit: 2 ( Loga m ) 1 2 2σ ha ( ) = e (8) σa 2π où a désigne l âge, m représente la moyenne et σ l écart-type de la loi normale associée. La fonction de survie S a (t-a), qui mesure la proportion des véhicules construits en t-a non déclassés à l âge a s écrit alors: Sa ( t a ) = 1 h( u) du ou, plus simplement en intégrant le second membre de l équation précédente: S ( Log a m a t a ) = 1 Φ σ où Φ est la fonction de répartition de la loi normale centrée réduite a 0 (9) (10) Il serait vraisemblable d introduire un âge limite (noté A) au-delà duquel le taux de survie des véhicules est nul. Finalement, nous obtenons l expression suivante qui s annule pour t=a. 16 17 Les immatriculations de voitures particulières neuves sont recensées par l Association Auxiliaire de l Automobile (A.A.A) au premier janvier de chaque année. Le parc annuel des voitures particulières est estimé par le C.C.F.A. lix

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Log a - m Φ S ( a t σ a)=1- (11) Log A -m Φ σ Les estimations ont été effectuées grâce à la procédure de régression non linéaire du logiciel SAS, à partir d une méthode de maximisation de la Log-vraisemblance de type algorithme de Gauss-Newton. Résultats des estimations m σ A Mode Médiane Moyenne ENSEMBLE DU PARC 2,349 0,458 3,251 8,5 10,5 11,6 (0,014) (0,019) (0,086) Tableau 2.4 : Résultats de l'ajustement de la fonction de répartition aux taux de survie empiriques 100% % véhicules survivants 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 Age moyen des véhicules Figure 2.9 : Lois de survie théorique pour l'ensemble du parc de voitures particulières. 2.2.1.2.2 Ajustement du taux de survie théorique à la période 1956-1993 En raison de la modification du taux de survie d une voiture au cours du temps, on est amené à distinguer trois taux de survie (figure 2.10). A chaque sous période et à l aide d un processus d optimisation linéaire basé sur l algorithme de Newton, on soumet le taux de survie à un ajustement dans le but d obtenir un parc automobile total correspondant aux estimations du Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). Présentation de la méthodologie Notre objectif est d estimer une structure par âge du parc des voitures particulières sur une très longue période (1956-1993), à partir des données d enquêtes, des immatriculations 18 neuves et du parc annuel 19. L ajustement précédent de la loi théorique aux taux de survie empiriques estimés d après les données des Enquêtes 18 19 Les immatriculations de voitures particulières neuves sont recensées par l Association Auxiliaire de l Automobile (A.A.A) au premier janvier de chaque année. Le parc annuel des voitures particulières est estimé par le C.C.F.A. lx

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS I.N.S.E.E. de Conjoncture est considéré comme la loi de survie de référence pour les véhicules particuliers sur toute la période considérée. La méthode consiste à appliquer la loi de survie théorique à chaque nouvelle génération de voitures particulières (c est à dire aux séries sur les immatriculations neuves recensées par l A.A.A. réparties par type de carburant) et ceci depuis 1932. Toutefois, un calage est réalisé après comparaison du parc annuel ainsi obtenu au parc annuel estimé par le C.C.F.A., en ajustant au mieux la loi de survie théorique par modification de l âge moyen et de l âge médian d une génération de voitures particulières. Cette application est réalisée à l aide d un processus d optimisation linéaire basé sur l algorithme de Newton (à partir du solveur sur Excel 5) et nous permettra de reconstituer au mieux la structure par âge du parc des voitures particulières sur une aussi longue période. Hypothèse Au cours de notre étude, nous avons constaté que l'application d'une même loi de survie longitudinale théorique aux immatriculations sur l'ensemble de la période (1932-1955) entraîne une sous-estimation du parc total sur la période 1945-1960. En fait, il semble que les véhicules construits jusqu'au milieu des années 50 aient eu une durée de vie plus élevée. Différents facteurs ou contraintes peuvent expliquer ce phénomène: la remise en route progressive de la production après la guerre ainsi que les conditions d'utilisation et d'entretien ont du limité la part du parc renouvelé. Afin de tenir compte de ces observations, nous avons retenu l'hypothèse d'une évolution décroissante des durées de vie des véhicules sur la période considérée; ainsi, nous avons distingué 3 sous périodes 1932-1955, 1956-1979 et 1980-1993 auxquelles nous avons fait correspondre des lois de survie. De plus, des ajustements ont été effectués en se référant au parc total C.C.F.A., par un processus d optimisation basé sur l algorithme de Newton. Résultats généraux Concernant les automobiles tout carburant confondu Résultats des ajustements : m σ Log A Médiane 1932-1955 2,8 0,43 3,251 16,44 1956-1979 2,349 0,458 3,251 10,47 1980-1993 2,3 0,45 3,251 9,97 Tableau 2.5 : Résultats de l'ajustement du taux de survie empirique concernant les automobiles tout carburant confondu. lxi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS % vehicules survivants 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 Age moyen des véhicules 1932-1955 1956-1979 1980-1993 Figure 2.10 : Lois de survie des voitures particulières tout carburant confondu Nous distinguons une durée de vie plus élevée pour les voitures particulières du début de période (1932-1955) (figure 2.10). La durée de vie diminue sur les deux dernières périodes, avec toutefois une très légère tendance à l'allongement de la durée de vie ces dernières années sous l'impact possible du progrès technique ou encore de la conjoncture économique. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 Essence Diesel Figure 2.10b: Lois de survie des voitures particulières réparties par type de carburant 'essence' et 'diesel' sur la période 1980-1993. Résultats concernant les automobiles essence et diesel lxii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS De la même façon, nous avons distingué les lois de survie en fonction des voitures particulières 'essence' ou 'diesel'. Les enquêtes de conjoncture de l I.N.S.E.E. sur la période 1984-1992 ont permis d'établir les lois de survie empiriques moyennes pour cet échantillon, et ainsi de déterminer un écart moyen entre ces deux types de véhicules; en appliquant cet écart aux lois théoriques précédentes, nous obtenons l'évolution des taux de survie pour les véhicules 'essence et diesel'. Les véhicules diesel ont une courbe de taux de survie plus aplatie que les voitures particulières 'essence' : la médiane de la loi de survie des diesels (c'est à dire l'âge auquel le taux de survie atteint 50%) est inférieure à celle des voitures à essence, mais au delà de 11 ans, le taux de survie des véhicules diesel est bien supérieur à celui des véhicules essence (figure 2.10b). Résultats des ajustements (véhicules diesel) : m σ Log A Médiane 1932-1955 3,02 0,64 3,251 20,49 1956-1979 2,57 0,67 3,251 13,07 1980-1993 2,52 0,66 3,251 12,43 Tableau 2.6 : Résultats de l'ajustement du taux de survie empirique concernant les automobiles diesel. Quelque soit le type de carburant, la médiane de la loi de survie diminue au fur et à mesure que l'on avance dans le temps: le progrès technique ayant augmenté l'espérance de vie des voitures. Ce résultat est cohérent au regard des conclusions de Moutardier M. et Glaude M. (1978) 20 : l'âge médian correspondant au taux de survie de 50% passe de 10 ans dans les années 70 à près de 9 ans dans les années 85. En appliquant les différentes lois de survie longitudinales théoriques aux immatriculations, nous obtenons un parc par âge et par type de carburant. 20 Moutardier M., Glaude M. (1978), "Projection de la demande d'automobiles pour 1980 et 1985", Les collections de l'insee ménages, 64. lxiii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 25000000 20000000 15000000 10000000 5000000 0 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 Parc total CCFA Parc estimé Figure 2.11: Comparaison du parc total C.C.F.A. et du parc estimé par les lois de survie pour tout carburant confondu. 20000000 18000000 16000000 14000000 12000000 10000000 8000000 6000000 4000000 2000000 0 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 Parc essence estimé Parc essence CCFA Figure 2.12: Comparaison du parc total C.C.F.A. et du parc estimé par les lois de survie théoriques pour les voitures particulières 'essence'. 6000000 5000000 4000000 3000000 2000000 1000000 0 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 Parc diesel estimé Parc diesel CCFA Figure 2.13: Comparaison du parc total C.C.F.A. et du parc estimé par les lois de survie théoriques pour les voitures particulières 'diesel' lxiv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.2.1.2.3 Estimation de la structure par âge du parc automobile de 1956 à 1993 Présentation du parc total tout type de carburant La structure par âge du parc automobile a été reconstituée, pour chacun des deux types de carburant, à partir des séries annuelles sur les immatriculations neuves depuis 1932 et sur la production de voitures particulières de 1940 à 1945 (suites aux informations manquantes concernant les immatriculations au courant de la 2 ième Guerre Mondiale). Evaluons tout d abord la précision des résultats obtenus en comparant la sommation de la structure par âge du parc avec les estimations du parc annuel total effectué par le C.C.F.A. 21 (figure 2.11). Présentation du parc total par type de carburant Nous détaillons la composition du parc par âge obtenu en fonction du type de carburant, puis nous évaluons les résultats par rapport au parc C.C.F.A.. Nous constatons une légère sous estimation en début et fin de période si nous référons au parc C.C.F.A. (de l'ordre de 5%) (figure 2.12). Nous observons une surestimation du parc 'diesel' au regard des résultats du C.C.F.A. (de l'ordre de 15 %). Toutefois, nous précisons que ces légers décalages ne posent pas de problème pour la suite de notre analyse (figure 2.13). Présentation du parc par âge par type de carburant Parc par âge 1956 Parc par âge 500000 400000 300000 200000 100000 0 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 2000000 1500000 1000000 500000 0 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Essence Diesel Essence Figure 2.14 : Représentation du parc par âge (1956) Figure 2.15 : Représentation du parc par âge (1975) pour les véhicules essence pour les véhicules essence et diesel. 21 Comité des Constructeurs Français d Automobile. lxv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Parc par âge 2500000 2000000 1500000 1000000 500000 0 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Diesel Essence Figure 2.16: Représentation du parc par âge (1990) pour les véhicules essence et diesel En ce qui concerne la structure par âge du parc de l année 1956, nous observons les effets de la seconde guerre mondiale au niveau des voitures particulières qui ont entre 11 et 16 ans puisque qu'elles sont inexistantes. Nous sommes donc en présence d'un parc relativement récent. Nous pouvons constater les effets de la première crise pétrolière au niveau de la structure par âge du parc de l année 1975; en effet, la proportion de véhicules 'essence' de 3 ou 4 ans est plus élevée que celle des véhicules plus récent. Nous pouvons également observer la part négligeable des véhicules 'diesel'. La structure par âge du parc de l année 1990 nous permet de constater l'évolution importante des véhicules 'diesel', ainsi que les effets sur les véhicules 'essence' du deuxième choc pétrolier et de la politique de rigueur du début des années 80. Cette étude nous a permis d'élaborer d'une part la structure par âge du parc des voitures particulières tout carburant confondu et d'autre part, le parc en fonction des véhicules 'essence' et 'diesel'. Nous avons tenu compte du mécanisme de renouvellement du parc automobile en nous référant à une estimation du taux de survie basée sur les données d enquêtes I.N.S.E.E. de Conjoncture Auprès des Ménages (1972-1992). Les résultats obtenus semblent cohérents et se rapprochent des estimations du parc total effectuées par le C.C.F.A.. De plus, nous obtenons un parc qui tient compte des particularités des véhicules essence et diesel de manière à retranscrire de la façon la plus précise possible l'évolution par âge de ce parc. L A.D.E.M.E. 22 effectue chaque année une estimation de la consommation moyenne des voitures particulières neuves immatriculées en France à partir des résultats de l U.T.A.C. concernant la consommation conventionnelle par marques et types, et ce depuis 1975. A ce niveau, la structure par âge du parc automobile répartie par type de carburant va donc nous permettre d estimer une consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales essence et diesel. 22 Agence De l Environnement et de la Maîtrise de l Energie lxvi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.2.1.3 La consommation conventionnelle moyenne du parc La troisième étape (figure 2.5) consiste à reconstituer la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales de 1957 à 1993. La consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales de l année t est égale à une moyenne pondérée de la consommation conventionnelle moyenne des voitures neuves immatriculées en t-a par son importance relative dans le parc automobile de l année considérée (obtenue à partir de la structure du parc par âge). avec : [ ] CCV PA(VPF,. ) t = 24 a=0 CCV (VPNF,. ) PAA (VPNF,. ) t-a 24 a= 0 PAA (VPNF,. ) CCV t [PA(VPF,. )] : Consommation conventionnelle moyenne de l année t du parc des voitures particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) ; CCV t-a (VPNF,. ) : Consommation conventionnelle moyenne de l année t-a des voitures particulières et commerciales neuves immatriculées en France (VPNF) à moteur essence ou diesel (.) ; PAA t (VPNF t-a,. ) : Nombre de voitures particulières et commerciales neuves immatriculées en France (VPNF) à la date t-a (donc ayant l âge a à la date t) à moteur essence ou diesel (.) dans la structure par âge du parc (PAA) de l année t. L âge limite au-delà duquel le taux de survie des voitures particulières et commerciales est nul est fixé à 24 ans quelque soit le type de carburant. Cette formule est appliquée pour chaque année de la période 1957-1993 (figure 2.17). t t-a t t-a (12) lxvii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 9,0 8,5 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 litres aux 100 kilomètres Essence Diesel Figure 2.17 : Evolution annuelle des consommations conventionnelles moyennes du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel. Les conséquences de la première crise pétrolière sur les consommations conventionnelles moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel sont observables à partir de 1976. Mais les efforts des consommateurs à choisir de petits modèles plus économiques en énergie associés aux efforts constants de la part des constructeurs à allier performances et économie d énergie connaissent des limites en termes d impact sur la consommation conventionnelle moyenne du parc en circulation. En 1993, la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales commence à se stabiliser à sept litres pour le parc des véhicules à moteur essence et à six litres pour le parc des véhicules à moteur diesel. 2.2.2 Les facteurs responsables de la surconsommation Dans les conditions réelles de conduite, la consommation unitaire en carburant d une voiture ne correspond pas à celle évaluée en laboratoire, dite consommation conventionnelle, mais dépend d un certain nombre de facteurs relatifs aux caractéristiques des véhicules, tels que l âge et le type de carburant, aux conditions climatiques (température) et aux caractéristiques des conducteurs (âge, sexe). La consommation conventionnelle annuelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel de 1956 à 1993 a été estimée précédemment ( 2.2.1). Elle a été mensualisée en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois (ceci constitue la quatrième étape de la figure 2.5). En outre, on dispose des consommations unitaires moyennes du parc des voitures particulières extraites du panel SECODIP (voir annexe 2.2) pour chaque type de carburant et sur une base mensuelle depuis avril 1987. La difficulté réside dans la reconstitution de ces consommations unitaires sur la période allant de janvier 1956 à mars 1987. En les lxviii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS rapprochant des consommations conventionnelles moyennes du parc, ainsi que d'autres facteurs (températures, prix du carburant,...), on peut les modéliser sur une base mensuelle par un modèle de régression multiple avec transformation de Box-Cox et ce pour chaque type de carburant (ceci constitue la cinquième étape de la figure 2.5. La distinction entre les véhicules à moteur essence et les véhicules à moteur diesel est indispensable pour retranscrire une partie de l impact des conditions d usage en intégrant la variable du prix du carburant. L objectif de cette approche économétrique est double, il s agit tout d abord d identifier les facteurs responsables de la surconsommation des véhicules légers dans les conditions réelles de conduite; par ailleurs, cette analyse vise à estimer les variations mensuelles de la consommation unitaire liée aux facteurs saisonniers comme la température, le prix du carburant,... Après avoir défini la formalisation du modèle et la méthodologie économétrique, nous commenterons les résultats d estimation obtenus à partir des données du panel SECODIP et nous interpréterons les résultats de l application de ce modèle sur la période 1957-1994. 2.2.2.1 La formalisation du modèle Le modèle de régression multiple Afin d'obtenir une donnée de consommation énergétique qui soit la plus proche possible de la situation réelle, et ce pour chaque type de carburant ( essence et diesel ), nous envisageons de corriger la consommation conventionnelle des différents facteurs cités ci-dessus en les intégrant dans un modèle de régression dont la forme structurelle est donnée par l équation suivante: Cre = c + αccv + βtp + γpx + δmv + ρmp + ηma + ε (13) t t t t t t t t avec: Cret: Consommation unitaire moyenne des voitures particulières à la date t exprimée en litres aux 100 kilomètres (données mensuelles; source : panel SECODIP) 9,5 9 8,5 8 7,5 7 6,5 6 5,5 5 Essence Diesel Figure 2.18 : Evolution mensuelle de la consommation unitaire des voitures particulières (Panel SECODIP). lxix

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS La consommation unitaire des voitures particulières fonctionnant à l essence et au diesel présente une saisonnalité beaucoup plus prononcée que celle des véhicules diesel, avec des écarts de l ordre de 17% pour l essence et de 7% pour le diesel entre le mois d août et de décembre de l année 1990. L évolution générale des séries essence et diesel traduit une légère tendance à la baisse (figure 2.18). Ccvt : Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières à la date t exprimée en litres aux 100 kilomètres (données mensuelles). 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 5,5 5,0 Essence Diesel Figure 2.19 : Evolution mensuelle de la consommation conventionnelle du parc des voitures particulières A partir des données annuelles de consommation conventionnelle moyenne des véhicules neufs immatriculés en France, établies par l' A.D.E.M.E., on associe à chaque année de modèle, d'une part sa consommation conventionnelle moyenne et d'autre part, son importance relative dans tout le parc automobile d une année (obtenue à partir de la structure par âge du parc). Par cette méthode, nous obtenons une consommation conventionnelle moyenne pour tout le parc automobile de cette même année. L'estimation de la consommation conventionnelle du parc correspond à une estimation en fin d'année, c'est à dire pour le mois de décembre. Ainsi, mensualiser cette consommation revient à répartir la diminution de la consommation entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. La tendance à la baisse de la consommation conventionnelle et unitaire du parc (figures 2.18 et 2.19) s explique d une part par la part croissante des petites voitures dans le parc automobile et par un effort certain de la part des constructeurs concernant la consommation énergétique des nouveaux modèles de voitures. Tpt: Température moyenne France entière exprimée en degré Celsius ( C) (données mensuelles; source C.P.D.P. ) lxx

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS C 25 20 15 10 5 0 Températures Figure 2.20 : Evolution mensuelle de la température moyenne France entière L'impact du climat fait partie des facteurs extérieurs qui ne sont pas pris en compte lors des tests en laboratoire (températures, verglas, chaussée trempée... ). Les séries températures sont issues des données du C.P.D.P. pour les principales villes de France et ont été obtenues en calculant leur moyenne arithmétique (en excluant toutefois la ville de Nice du fait de l écart trop important par rapport à la moyenne des autres villes). Pxt : Prix des carburants exprimés en Francs constants (données mensuelles; source: C.P.D.P.) Francs constants 3,50 3,00 2,50 2,00 1,50 1,00 Essence Diesel Figure 2.21 : Evolution mensuelle du prix des carburants en France Le prix du carburant essence a été calculé en pondérant le prix du supercarburant et de l ordinaire proportionnellement aux quantités vendues par les Sociétés de pétrole aux distributeurs. Une baisse en terme réel du prix du carburant sur une période considérée pourrait en partie expliquer l'augmentation de la consommation unitaire, suite à un changement de comportement du conducteur (augmentation de la vitesse,...). On constate une forte augmentation du prix du carburant au courant du mois de septembre 1990. Mvt : Age moyen du véhicule particulier (données trimestrielles; source: panel SECODIP) L âge moyen du véhicule particulier de l échantillon représentatif du panel SECODIP oscille entre 5 et 7 ans sur la période allant d avril 1987 à décembre 1994. Cette variable traduisant le vieillissement du parc peut être un facteur de surconsommation énergétique. lxxi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Mpt: Puissance moyenne du véhicule particulier (données trimestrielles; panel SECODIP). La puissance des voitures particulières est prise en compte dans le calcul de la consommation conventionnelle du parc, toutefois, nous pouvons supposer que l écart entre la consommation conventionnelle et la consommation unitaire est amplifié pour les véhicules de grande puissance. Mat : Age moyen du conducteur (données trimestrielles; source: panel SECODIP) Nous avons pris en considération l âge moyen du conducteur, car nous supposons qu un jeune conducteur n a pas le même comportement qu une personne plus âgée. Sa façon de conduire est plus dynamique, plus nerveuse, ce qui peut entraîner un écart de consommation énergétique important. Comparaison: panel SECODIP et panel INSEE La majorité des variables intervenant dans le modèle (à l exception de la température et de la consommation conventionnelle) sont issues du panel SECODIP, lequel a évidemment été comparé au panel INSEE, référence en la matière. Quatre critères de comparaison ont été retenus: - le niveau d équipement des ménages, - le nombre d automobiles étrangères, - l âge des véhicules, - le taux de diésélisation du panel. Les trois premiers critères ont une faible influence sur la consommation unitaire: que ce soit la première ou la deuxième voiture d un ménage représentatif, une voiture étrangère ou non, la consommation varie très peu. Pour ce qui est de la diésélisation, ce biais est évité du fait de la séparation de notre étude en deux modèles, l un pour l essence, l autre pour le diesel. Quant à la répartition par âge du parc automobile, SECODIP sous estime les jeunes véhicules, le fait d utiliser l âge moyen des véhicules dans notre étude permet de vérifier l importance de ce facteur. Toutefois, la principale critique du panel repose sur la sous-représentation des gros rouleurs en raison du caractère trop astreignant. Si cela pose problème pour la détermination du kilométrage, cela pourrait ne pas être le cas pour la consommation énergétique. En effet, même en supposant que par expérience de conduite, les gros rouleurs consomment en moyenne plus ou moins de carburant que les conducteurs courants, cette différence peut rester négligeable pour deux raisons : premièrement, ces personnes correspondent à une faible proportion de la population globale, et de ce fait, ont une faible influence sur la consommation moyenne totale, deuxièmement, même si ces conducteurs consomment effectivement moins de carburant aux 100 Kms, cette consommation ne peut descendre au dessous d'une limite inévitable: les possibilités physiques de la voiture, elle sera donc de l'ordre au pire de 10E-01. De ce fait, s'il existe un biais dû à l absence de "gros rouleurs", nous supposons que celui-ci a une faible incidence sur nos résultats. lxxii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.2.2.2 Le modèle de régression multiple avec transformation de Box-Cox Ce modèle a été appliqué aux séries de consommation unitaire du panel SECODIP des voitures particulières fonctionnant à l essence et au diesel. La base mathématique repose sur le concept de régression linéaire multiple où une variable dépendante Y (consommation unitaire) résulte d'une combinaison linéaire de variables explicatives X (température, prix du carburant...), ce que nous pouvons exprimer ainsi: Y t = βk X kt + ε k t La variable Y et toutes les variables X sont des données connues et prises à la date t sans retard, le but est d'estimer les coefficients b en minimisant le résidu e entre la donnée réelle et l'estimation de Y. Nous procéderons à des tests sur les coefficients b de façon à déterminer quelles sont les variables significatives. Toutefois, le phénomène peut s exprimer autrement que dans une forme linéaire, nous utilisons donc la transformation de Box-Cox: λ ( λ ) z 1 z = (15) λ En appliquant la transformation de Box-Cox sur les X et Y, l équation 14 se réécrit : ( λ) Y t ( λ) βk X kt ε t k = + Un deuxième niveau d amélioration du modèle réside dans le traitement du résidu ε, qui peut contenir une structure temporelle. S il existe une relation entre l erreur résiduelle à la période d observation t et celles propres aux observations t-1, t-2,...,t-n, on introduit une structure autorégressive des résidus par: ε (14) (16) = ρ ε +v (17) t n t n t n L application de cette méthode à l aide du logiciel TRIO nous a permis de sélectionner un modèle pour chaque type de carburant. Après avoir tester plusieurs transformations Box-Cox, c est un modèle linéaire avec une structure autorégressive des résidus qui a été retenue pour les deux types de carburant. 2.2.2.3 Résultats et interprétations Après avoir testé plusieurs transformations de Box-Cox, le modèle linéaire avec une structure autorégressive des résidus a été retenu pour les deux types de carburant. Concernant les voitures particulières et commerciales essence lxxiii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Le modèle retenu après identification, estimation et sélection des variables significatives sur la période avril 1987- décembre 1994 avec des données mensuelles est de la forme: Cre = 4. 7 + 0. 81Ccv 0. 055Tp 0. 43Px + ε t t t t t avec: ε = 0.352 ε 0.269 ε + v t t-12 t-23 t v t est un bruit blanc gaussien (18) Concernant les voitures particulières et commerciales diesel Pour les véhicules diesel, le modèle a également été estimé sur la période avril 1987- décembre 1994. La relation ainsi obtenue est donnée par l équation: Cret = 2. 02 + 0. 8Ccvt 0. 021Tp t + ε t avec: ε = 0.268 ε + 0.323 ε + v t t-1 t-12 t v t est un bruit blanc gaussien (19) Les tableaux 2.10 et 2.11 (annexe 2.3) indiquent pour chaque type de carburant les résultats des estimations. Comparaison des résultats des estimations et des données du Panel SECODIP Les séries sur les consommations unitaires des voitures particulières essence et diesel estimées à partir des modèles présentés ci-dessus sont relativement proches des données issues du panel SECODIP (figures 2.22 et 2.23). lxxiv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 9,5 9,0 L/100Km 8,5 8,0 7,5 7,0 Cre Secodip Cre 'estimée' Figure 2.22 : Evolution des consommations unitaires essence (Secodip) et des consommations unitaires essence estimées. 7,4 7,2 7 6,8 L/100km 6,6 6,4 6,2 6 lxxv Crd Secodip Crd 'estimée' Figure 2.23 : Evolution des consommations unitaires diesel (Secodip) et des consommations unitaires diesel estimées. Interprétations Les valeurs des paramètres obtenus sont conformes à l intuition, à savoir que le coefficient de la consommation conventionnelle est positif et élevé (+0,8) ; la consommation unitaire est en grande partie expliquée par la consommation conventionnelle. D autre part, une augmentation des prix du carburant essence semble avoir un impact non négligeable sur la consommation unitaire du parc (-0,43), les consommateurs ont une aversion à la hausse des prix du carburant essence et ajustent leur comportement en conséquence. A l inverse, la consommation unitaire du parc des voitures particulières n est pas affectée par les augmentations de prix du carburant diesel, probablement parce que le prix du diesel (très inférieur à celui de l essence) est situé en dessous du seuil psychologique de réaction des conducteurs. De plus, les températures ont une influence sur la consommation unitaire (-0,055) pour les véhicules à moteur essence et (-0,021) pour les véhicules à moteur diesel ; lorsque la température augmente, la consommation diminue, et inversement. Les voitures essence ont toujours été de grandes consommatrices de carburant en hiver.

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS La mise en évidence d une structure autorégressive des résidus indique que la consommation énergétique dans les conditions réelles d utilisation est expliquée par des facteurs supplémentaires tels que l'inadéquation des cycles aux utilisations réelles, le style de conduite, l'état d'entretien du véhicule, le démarrage à froid, le nombre d'occupant dans le véhicule,... Ces facteurs concourent à modifier en permanence les conditions de circulation du véhicule et donc sa consommation unitaire. 2.2.2.4 Application du modèle sur l ensemble de la période La consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières (figure 2.24) sur la période janvier1957-mars1987 a été rétropolée à partir de la consommation conventionnelle moyenne du parc et d autres facteurs extérieurs comme la température et le prix du carburant. Interprétations La consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières à moteur essence présente une saisonnalité beaucoup plus prononcée que celle des voitures particulières à moteur diesel, avec des écarts de l ordre de 17% pour l essence et de 7% pour le diesel entre le mois d août et le mois de décembre. Ainsi, à partir de la première crise pétrolière, on constate une réduction non négligeable de cette différence sur les cinq années suivantes (cas des véhicules diesel ) voire les dix années suivantes (cas des véhicules essence ). Cette diminution de l écart entre consommation conventionnelle et consommation unitaire du parc peut en partie traduire le changement de comportement du conducteur face à une forte augmentation des prix des produits pétroliers. Le conducteur peut adopter une conduite plus économique ou acquérir un véhicule ayant une faible consommation de carburant. De plus, cette différence entre la consommation conventionnelle et la consommation unitaire du parc est très faible dans le cas des véhicules diesel contrairement aux véhicules essence, ce qui peut-être la conséquence d une motorisation offrant moins de reprise. A partir de 1985, on constate un écart croissant dans le cas des véhicules diesel qui peut s expliquer par l amélioration technique des moteurs permettant une conduite plus nerveuse et également par l apparition sur le marché de véhicules dotés d un turbo diesel incitant à une conduite à plus grande vitesse. lxxvi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 11,0 10,5 10,0 9,5 litres aux 100 kilomètres 9,0 8,5 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 jan-56 fév-57 mar-58 avr-59 mai-60 jun-61 jul-62 aoû-63 sep-64 oct-65 nov-66 déc-67 jan-69 fév-70 mar-71 avr-72 mai-73 jun-74 jul-75 aoû-76 sep-77 oct-78 nov-79 déc-80 jan-82 fév-83 mar-84 avr-85 mai-86 jun-87 jul-88 aoû-89 sep-90 oct-91 nov-92 déc-93 essence diesel Figure 2.24 : Evolution mensuelle de la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales de 1956 à 1994. L ensemble des séries annuelles nécessaires à l évaluation de la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers de 1957 à 1993 : le parc, le kilométrage moyen et total et la consommation unitaire moyenne de chaque catégorie de véhicules routiers, est reconstitué sur la base de nombreuses sources statistiques, dont les principales sont récapitulées dans le tableau 2.12 (annexe 2.4). lxxvii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 2.3 L évaluation du kilométrage total France entière Par souci de ne pas alourdir inutilement la présentation, l ensemble des séries et des procédures nécessaires à l évaluation du kilométrage total selon la formulation de base (voir section 2.1.1) sont exposées dans le guide : «Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque routier» en annexe I. Dans les sections précédentes, nous avons donc exposé une partie des procédures nécessaires à l estimation de la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers. Dans un premier temps, il est nécessaire de corriger les ventes de carburant des fuites aux frontières ( 2.3.1). Dans un deuxième temps, nous déterminons l évolution du kilométrage total sur une base mensuelle en divisant la consommation totale en carburant (ventes corrigées) par la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules ( 2.3.2). Enfin, nous en déduisons l indicateur d activité du secteur des transports routiers (kilométrage total) au niveau annuel ( 2.3.3). 2.3.1 La détermination de la consommation intérieure en carburant La détermination du kilométrage total mensuel effectué par l ensemble des usagers de la route français et étrangers sur le réseau routier national nécessite la connaissance de la consommation intérieure effective en carburant de l ensemble des véhicules routiers circulant uniquement en France, qui diffère des livraisons de carburant. L Institut Français du Pétrole (I.F.P.) comptabilise les livraisons des différents types de carburant ( essence et diesel) du marché intérieur français, qui sont égales aux quantités vendues et facturées durant le mois considéré par les Sociétés de Pétrole aux revendeurs (postes de distribution de carburant). La quantité de carburant livrée au cours de l année par les Sociétés de Pétrole correspond pratiquement à celle consommée en France par les véhicules routiers, l'écart se faisant principalement au niveau mensuel à deux niveaux, en raison des fortes variations saisonnières : d une part, il peut exister un délai entre le moment où le carburant est acheté par le distributeur et celui où il est effectivement consommé, c est à dire que le distributeur peut être amené à constituer des stocks, lorsqu il anticipe des changements de prix notables par exemple; d autre part, le carburant acheté par les usagers de la route aux alentours des frontières n est pas forcément consommé dans le pays où il se l est procuré. Notamment, si les prix des carburants sont significativement différents d un pays limitrophe à l autre, les habitants des villes frontalières pourront s approvisionner dans le pays voisin.. Concernant les effets de stocks, par le simple jeu de mise en stocks ou de reprise sur stocks, la consommation effective de carburant peut être inférieure ou supérieure aux quantités vendues. Les fluctuations du cours du baril lxxviii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS de pétrole peuvent inciter les distributeurs à puiser ou à constituer des réserves afin d avoir une gestion optimale. Toutefois, lors de nombreux entretiens avec divers distributeurs, les responsables nous ont assuré qu ils n exerçaient aucune spéculation sur les stocks, que les réservoirs étaient gérés de façon régulière en fonction de la demande et non en fonction du cours du baril de pétrole. Il reste à déterminer les effets frontières qui peuvent entraîner un biais lors de l évaluation de la consommation effective de carburant. Etant donné qu il n existe pas de données sur les variations de stocks ni sur l évasion fiscale aux frontières, il est nécessaire de recourir à leur modélisation, c est à dire à poser certaines hypothèses sur ces effets afin de prédire leur évolution à l aide d autres variables qui sont observables en se basant sur l'analyse de la série mensuelle des livraisons de carburant des Sociétés de Pétrole aux distributeurs à des fins purement routières (Jaeger & Kuhri, 1994). 2.3.1.1 La formulation du modèle Afin de ne comptabiliser que les quantités de carburant consommées par les véhicules routiers (toutes nationalités confondues) circulant sur le territoire national, il est nécessaire d évaluer la quantité de carburant achetée en France et consommée à l étranger et inversement. Ces deux effets agissant en sens inverse, nous pouvons calculer un effet net global. Le facteur déterminant de cet effet net ou de ces fuites aux frontières est la différence entre les prix des carburant à l étranger et les prix français. Les automobilistes roulant dans les régions frontalières auront tendance à prendre leur carburant dans le pays où les prix sont les plus avantageux. Cet effet saisi par le différentiel de prix des carburants est intégré dans un modèle ARIMA de régression dont la forme structurelle est donnée par l équation 20 : Θ (B) 12V t = 12 ( β Di t + ρ Hiv t + η Ete t + ζ PrAut ) + ε t Φ (B) (20) avec: B est l opérateur retard défini par B n X t =X t-n. 12 =(1-B), =(1-B ) 12 e t est un bruit blanc gaussien. F et Q sont des polynômes en B dont on cherche à déterminer la forme. Vt: logarithme des livraisons mensuelles (source C.P.D.P.) à parc routier constant à la date t. Dit: indice représentant l écart entre le prix du carburant en France et dans l ensemble des pays frontaliers construit de la manière suivante: lxxix

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Pour chaque pays frontalier à l exception de la Grande Bretagne, l expression des prix pour les deux types de carburant en francs français est établie à partir de deux sources différentes: pour les années antérieures à 1974, du C.P.D.P. en monnaie nationale par litre, et de 1974 à 1993, de la Commission Economique Européenne (C.E.E.) en dollars pour mille litres. Ces données sont homogénéisées en une série unique couvrant la période 1963-1993 en francs par litre à l aide de séries de taux de change pour chacun des pays obtenues auprès de la Banque de France (les taux de change pour les années antérieures à 1963 n étant pas disponibles). La moyenne des prix étrangers est pondérée par les longueurs approximatives des frontières pour l essence (ordinaire + super) et par la somme des importations et des exportations par route exprimées en tonnes pour le diesel afin de refléter l importance respective des flux aux frontières. Ce choix se justifie par la forte proportion de transporteurs routiers parmi les véhicules diesel et de véhicules essence parmi les véhicules particuliers. La mise à l'écart de la Grande Bretagne résulte d une part du manque de données pour certaines années sur les exportations et les importations et d autre part de la difficulté à définir en quoi consistent exactement des échanges par route pour l Angleterre du fait de sa situation insulaire. De plus, pour le modèle des livraisons d essence, l évaluation de la longueur de la frontière franco-britannique est problématique. Des pondérations sont indiquées à titre d exemple dans le tableau ci dessous pour les années 1970, 1980 et 1990 pour le diesel et sur l ensemble de la période (les longueurs de frontières n ayant pas changé) pour l essence. Tableau 2.7 : Pondérations des pays frontaliers. Allemagne Belgique Espagne Italie Luxembourg Suisse Diesel déc-70 0,2279 0,3284 0,0262 0,0407 0,3284 0,0484 Diesel déc-80 0,2227 0,2930 0,0464 0,0959 0,2930 0,0490 Diesel déc-90 0,1988 0,2845 0,0757 0,0980 0,2845 0,0585 Essence 0,1618 0,1919 0,2530 0,1805 0,0201 0,1928 L indice Di t au niveau mensuel est alors obtenu simplement en appliquant la différence entre l indice global de prix des pays frontaliers et le prix français, tous deux exprimés en francs constants. lxxx

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Pe-Pf 0,4 0,2 0,0-0,2-0,4-0,6-0,8-1,0 jan-63 mai-64 sep-65 jan-67 mai-68 sep-69 jan-71 mai-72 sep-73 jan-75 mai-76 sep-77 jan-79 mai-80 sep-81 jan-83 mai-84 sep-85 jan-87 mai-88 sep-89 jan-91 mai-92 sep-93 essence diesel Figure 2.25 : Evolution mensuelle de l écart entre le prix moyen du carburant des pays frontaliers et le prix exprimés en francs constants. De 1971 à 1993, les prix étaient en général relativement plus avantageux à l étranger pour l essence comme pour le diesel, à l exception d un petit nombre de périodes de courtes durées (de juillet 1973 à fin 1975 et depuis janvier 1991 pour le diesel et automne 1976 pour l essence) (figure 2.25). Hivt, Etet, Prt, Aut: variables indiquant les températures correspondant respectivement aux mois d hiver, d été et de printemps et d automne. Ces séries sont basées sur les données de températures fournies par le C.P.D.P. pour les principales villes de France et ont été obtenues en calculant leur moyenne arithmétique (en excluant toutefois la ville de Nice du fait de l écart trop important par rapport à la moyenne des autres villes). Un modèle de type BOX - JENKINS a été appliqué aux livraisons d essence et à celles de diesel. Le critère de sélection pour retenir un modèle est la statistique de BOX-PIERCE qui permet de tester si les résidus des différentes régressions étaient ou non des bruits blancs. Pour les véhicules à moteur essence, le modèle retenu après identification, estimation de l équation 21 et élimination des variables non significatives sur la période 1963-1993 avec des données mensuelles est de la forme: V = ( αhiv + ρete + βdi ) + 12 t 12 t t t 2 3 4 12 24 36 48 ( 1+ φ1b+ φ2b + φ3b + φ4 B )( 1+ φ12b + φ24 B + φ36 B + φ48 B ) ε 1 θ B θ B 1 3 3 t Pour les véhicules à moteur diesel, le modèle a également été estimé sur la période 1963-1993 : (21) lxxxi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS V = ( αhiv + βdi ) + 12 t 12 t t 2 3 4 5 12 24 36 48 ( 1+ φ1b+ φ2b + φ3b + φ4b + φ5b )( 1+ φ12b + φ24b + φ36b + φ48b ) ε 1 θ B θ B θ B 2 3 t 1 2 3 (22) 2.3.1.2 Résultats et interprétations Les résultats obtenus pour le modèle des livraisons d essence sont conformes à l intuition. Le coefficient du différentiel de prix entre la France et les pays frontaliers est positif (or Dit est d autant plus élevé que les prix français le sont par rapport à ceux qui sont pratiqués à l étranger), ce qui semble effectivement confirmer la préférence des frontaliers pour le pays qui offre les prix les plus avantageux. Tableau 2.8 : Résultats des estimations (coefficient, écart type et t de Student).. ESSENCE Coefficient Std Error T-Stat DIESEL Coefficient Std Error T-Stat AR{1} -1,2717 0,0922-13,7945 AR{1} -1,3451 0,0921-14,6039 AR{2} -1,1778 0,1223-9,6293 AR{2} -1,4148 0,1572-9,0023 AR{3} -0,2359 0,1051-2,2440 AR{3} -0,6121 0,2109-2,9024 AR{4} -0,0802 0,0614-1,3061 AR{4} -0,3923 0,1452-2,7014 AR{5} -0,1592 0,0773-2,0587 SAR{12} -0,6854 0,0581-11,8027 SAR{12} -0,6700 0,0587-11,4061 SAR{24} -0,6310 0,0700-9,0094 SAR{24} -0,6468 0,0707-9,1513 SAR{36} -0,3719 0,0702-5,2935 SAR{36} -0,3532 0,0703-5,0238 SAR{48} -0,3637 0,0571-6,3727 SAR{48} -0,2474 0,0590-4,1963 MA{1} 0,1665 0,0767 2,1699 MA{1} 0,3712 0,0838 4,4277 MA{2} 0,2205 0,0819 2,6930 MA{3} -0,7296 0,0642-11,3687 MA{3} -0,5973 0,0852-7,0099 Hiv 0,0062 0,0021 2,9457 Hiv 0,0107 0,0026 4,1895 Ete 0,0033 0,0032 1,0332 Di 0,0218 0,0107 2,0285 Di 0,0354 0,0195 1,8175 Le modèle des livraisons de diesel ne pose pas non plus de problèmes d interprétation puisque le coefficient du différentiel de prix entre la France et les pays frontaliers (Dit ) est également positif, ainsi que celui de l indicatrice représentant les mois d hivers (Hivt.). Le modèle ainsi estimé permet de corriger les livraisons de l effet de l évasion fiscale pour l ensemble des périodes en tenant compte du terme d erreur et des différentiations. Les corrections sont variables (positive et négative) et non négligeables. Les effets de fuites aux frontières représentent en pourcentage des livraisons et tout au long de la période considérée entre (-15%) et (+11%) lxxxii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS concernant le carburant essence (figure 2.26) et entre (figure 2.27). (-17%) et (+15%) concernant le carburant diesel Il apparaît qu avant 1973 le comportement du consommateur ne soit pas affecté par l écart important entre les prix de l essence d un pays à l autre (figures 2.26 et 2.27). Il faut attendre la première crise pétrolière pour que les automobilistes deviennent sensibles à l évolution des prix. Entre 1973 et 1974, deux augmentations successives très importantes du prix français de l essence ont généré une fuite aux frontières positive; ce qui signifie que les conducteurs français sont allés se ravitailler dans le pays frontalier où le prix était le plus avantageux pour circuler sur le territoire français. Durant l année 1974, les prix étrangers connaissent à leur tour deux augmentations successives du prix de l essence, ce qui génère deux effets, le premier se traduit par une diminution rapide de la fuite aux frontières et le deuxième par le début d une phase d approvisionnement des frontaliers en France. Ce deuxième effet est accentué par une forte diminution du prix français. Quelques mois plus tard, la forte chute du prix frontalier de l essence met un terme à cette phase pour aboutir à une nouvelle fuite aux frontières positive. Concernant le carburant diesel, le prix subit une augmentation plus importante dans les pays frontaliers entre 1973 et 1974 entraînant un prix supérieur à l étranger (figure 2.27). Dès lors, les transporteurs frontaliers s approvisionnent en France lorsqu ils circulent sur le territoire français mais surtout avant de quitter la France pour circuler à l étranger. A partir de 1976, on constate un inversement de situation avec un prix français plus élevé ayant pour conséquence une fuite aux frontières positive. Entre 1980 et 1990, la forte croissance du prix du diesel n aura que très peu d incidence sur les fuites aux frontières malgré l existence d un écart de prix entre la France et les pays frontaliers. Ce n est qu à partir de 1991, qu un écart de prix relativement stable se met en place avec un prix plus avantageux en France entraînant dans un premier temps un approvisionnement des transporteurs frontaliers en France donc une fuite aux frontières négative. 2.3.2 Estimation du kilométrage mensuel total L ensemble des séries mensuelles nécessaires à l évaluation de la consommation unitaire moyenne des véhicules routiers de janvier 1957 à décembre 1993 : le parc, le kilométrage moyen et total et la consommation unitaire moyenne de chaque catégorie de véhicules routiers ont été reconstitués (voir annexe I, guide : «Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque routier»). La consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers sur une base mensuelle pour chaque type de carburant se déduit en pondérant la consommation unitaire mensuelle moyenne de chaque catégorie de véhicules par leur kilométrage mensuel respectif (voir équation 4, section 2.1.3). lxxxiii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 3000000 2500000 milliers de litres 2000000 1500000 1000000 500000 jun-68 aoû-69 oct-70 déc-71 fév-73 avr-74 jun-75 aoû-76 oct-77 déc-78 fév-80 avr-81 jun-82 aoû-83 oct-84 déc-85 fév-87 avr-88 jun-89 aoû-90 oct-91 déc-92 Ventes Ventes corrigées des fuites aux frontières Figure 2.26 : Evolution mensuelle des ventes et des ventes corrigées des fuites aux frontières du carburant essence. 2500000 2000000 1500000 1000000 500000 0 jun-68 aoû-69 oct-70 déc-71 fév-73 avr-74 jun-75 aoû-76 oct-77 déc-78 fév-80 avr-81 jun-82 aoû-83 oct-84 déc-85 fév-87 avr-88 jun-89 aoû-90 oct-91 déc-92 milliers de litres Ventes Ventes corrigées des fuites aux frontières Figure 2.27 : Evolution mensuelle des ventes et des ventes corrigées des fuites aux frontières du carburant diesel. Le kilométrage mensuel effectué par l ensemble des véhicules routiers sur le réseau français est estimé à partir des données disponibles sur une base mensuelle et à défaut, à partir de la mensualisation à l'aide de modèles de certaines données annuelles. Les parcs annuels correspondent à des estimations effectuées au 1 er janvier de chaque année. Sous l hypothèse que la répartition mensuelle du nombre de véhicules disparus est constante sur une année, la variation lxxxiv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS saisonnière du parc dépendra du coefficient saisonnier des immatriculations neuves. En d autres termes, le parc des véhicules routiers est mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves immatriculées chaque mois. Il faut préciser que lorsque le parc augmente d une année à l autre, il est mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. Dans le cas où le parc diminue d une année à l autre, il est mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives inversement proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. P P = P + S t,m t,m-1 t,m P t+1 t 12 (23) avec : Si P P alors S 1 + I I t,m ( t / 12 ) I t,m t+1 t > 0 t,m = = ( I / 12 ) ( I / 12 ) Si P P alors S 1 - I I t,m ( t / 12 ) I t,m t+1 t < 0 t,m = = 2 ( I / 12 ) ( I / 12 ) t t t t (24) La consommation unitaire moyenne des voitures particulières et commerciales, des véhicules utilitaires légers, des poids lourds et des autobus et autocars a été mensualisée par modélisation des variations saisonnières. Elle dépend de divers facteurs liés au vieillissement du parc en circulation, à la répartition du parc selon la puissance du véhicule ainsi qu aux conditions météorologiques. Selon les sources statistiques disponibles, nous avons développé une méthodologie de mensualisation de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules routiers spécifique à chaque catégorie. lxxxv

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS 35 30 25 milliers de véhicules x kilomètres 20 15 10 5 0 jan-57 fév-58 mar-59 avr-60 mai-61 jun-62 jul-63 aoû-64 sep-65 oct-66 nov-67 déc-68 jan-70 fév-71 mar-72 avr-73 mai-74 jun-75 jul-76 aoû-77 sep-78 oct-79 nov-80 déc-81 jan-83 fév-84 mar-85 avr-86 mai-87 jun-88 jul-89 aoû-90 sep-91 oct-92 nov-93 diesel essence Figure 2.28 : Evolution mensuelle du nombre de kilomètres parcourus sur le réseau routier français par l ensemble de véhicules routiers de janvier 1957 à décembre 1993. 300000 250000 millions de kilomètres 200000 150000 100000 50000 0 1957 1959 1961 1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 essence diesel Figure 2.29 : Evolution annuelle du kilométrage total effectué en France par l ensemble des véhicules routiers de 1957 à 1993. lxxxvi

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Le kilométrage mensuel total effectué en France par l ensemble des véhicules routiers de janvier 1957 à décembre 1993 est estimé en divisant la consommation totale en carburant par la consommation unitaire mensuelle moyenne de l ensemble des véhicules (voir formulation de base, section 2.1.1). Comme le caractère mensuel de la série incite à une certaine prudence quant à la variabilité de la consommation totale en carburant, un modèle a été développé pour la corriger des variations de stocks et des effets frontières. Le kilométrage mensuel total effectué en France par l ensemble des véhicules routiers de janvier 1957 à décembre 1993 est estimé en divisant les ventes mensuelles de carburant des Sociétés de Pétrole aux distributeurs, corrigées des variations de stocks et des effets frontières, par la consommation unitaire mensuelle moyenne de l ensemble des véhicules routiers. Les variations mensuelles du kilométrage des véhicules routiers à moteur essence sont nettement plus prononcées que celles du kilométrage diesel (figure 2.28). Ce phénomène a inévitablement des répercutions sur l évaluation de l exposition au risque routier de chaque usager et justifie les efforts consentis pour mensualiser le kilométrage. En effet, le modèle mensuel gagne en variabilité ; ainsi, sur une durée d un an, la situation peut fortement évoluer à l intérieur de cette période sans qu elle ne change entre deux années consécutives. 2.3.3 Estimation du kilométrage annuel total Le kilométrage total effectué en France par l ensemble des véhicules routiers de 1957 à 1993 est estimé à partir du kilométrage mensuel, afin de tenir compte de l impact des variations saisonnières et de la correction des ventes de carburant des fuites aux frontières. Le kilométrage total des véhicules routiers à moteur essence connaît une progression irrégulière suivie d une relative stabilisation, les années récentes révèlent une importante chute puisque le kilométrage évalué en 1993 rejoint celui estimé en 1980 (figure 2.29). A l inverse, la progression du kilométrage total effectué par les véhicules routiers à moteur diesel est exponentielle et tend à rejoindre le kilométrage total effectué par les véhicules à moteur essence. Tableau 2.9 : Estimation du kilométrage effectué par les véhicules routiers en France. KILOMÉTRAGE TOTAL EN FRANCE en milliards de kilomètres Tout carburant 1980 315 1990 448 1991 461 1992 477 1993 485 lxxxvii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Au total, la circulation en France s élève à près de 485 milliards de véhicules-kilomètres en 1993. Depuis 1990, la croissance serait de +2,7% en moyenne par an, rythme relativement identique à la tendance de +2,8% constatée de 1980 à 1985, mais beaucoup plus faible que celle de +4,4% réalisée de 1985 à 1990. lxxxviii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS Conclusion L intérêt de la méthodologie employée, en plus d estimer de façon rigoureuse le kilométrage mensuel total, repose sur la capacité d évaluer la part du kilométrage effectué par chaque catégorie de véhicules (voitures particulières, véhicules utilitaires légers, poids lourds, autocars et autobus, deux roues motorisés), fort utile pour mener des analyses du risque routier par catégorie d'usagers. De plus, il est possible de distribuer le kilométrage total par type de réseau (autoroutes, routes nationales, routes départementales, milieu urbain). En supposant que l évolution sur le réseau des routes départementales soit identique à celle du réseau des routes nationales et en se référant à l estimation effectuée pour l année 1985 (Lassarre, 1989), on en déduit par différence la circulation estimée en milieu urbain. Le kilométrage mensuel en France sur la période 1957-1993 va pouvoir être à la source de multiples applications dans le domaine des transports. L ensemble des données recueillies et traitées constitue une base de données mensuelles qui représente une source d information spécifique (axée sur les différentes catégories de véhicules routiers), récente (en terme de support et de traitements statistiques) et d une amplitude temporelle rare (certaines séries ont nécessité l exploitation d archives remontant à 1945). Le kilométrage estimé repose sur un volume considérable de données et les procédures de reconstitution des séries nécessaires à son élaboration sont nombreuses et variées. Les recoupements effectués entre les différentes sources, la recherche constante de précisions sur les données statistiques, le souci permanent d une évaluation au plus juste, les confrontations des résultats avec les différentes enquêtes, le développement de modèles économétriques spécifiques et le recours à de nombreux experts nous permet d'être confiants dans la qualité et la fiabilité des séries reconstituées et estimées. La valeur explicative d un modèle et son degré d aide à la compréhension d un phénomène dépend principalement de la qualité des données utilisées mais aussi des informations nécessaires et suffisantes contenues dans la base de données, de leur hétérogénéité et de leur capacité à retranscrire un phénomène. C est pourquoi, dans un premier temps, notre objectif a consisté à développer avec le plus de rigueur possible un modèle d estimation du kilométrage total France entière représentative de la mesure d exposition au risque. Dans un deuxième temps, avant d identifier les facteurs explicatifs et aborder leur reconstitution, nous avons tenté de mieux comprendre le système de transport routier dans sa globalité, ce qui fait l objet du chapitre 3 suivant. lxxxix

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS ANNEXE 2.1 : LA CONSOMMATION ENERGETIQUE EN LABORATOIRE CONSOMMATION ENERGETIQUE CONVENTIONNELLE DES VOITURES NEUVES IMMATRICULEES EN FRANCE La procédure de mesure des consommations conventionnelles a été définie le 7 mars 1975 par le Ministère de l équipement dans le but de fournir une appréciation objective à l acheteur potentiel. Les consommations conventionnelles sont mesurées de façon précise et reproductible sur trois types de mesures: consommation à la vitesse stabilisée de 90 km/h (ou à la vitesse maximale du véhicules si celle-ci est inférieure à 90 km/h), consommation à la vitesse de 120 km/h (seulement si la vitesse maximale du véhicule est supérieure à 130 km/h), consommation au cours d un essai type urbain, baptisé cycle EUROPE, effectué sur banc à rouleaux à la vitesse moyenne de 19 km/h. La moyenne des consommations conventionnelles est pondérée de 1/3 pour chaque cycle. Ces valeurs sont mesurées par des laboratoires agréés au niveau européen. L Union Technique de l Automobile et du Cycle (U.T.A.C.) a en charge ce travail pour les voitures françaises. Les consommations conventionnelles sont exprimées en litres aux 100 kilomètres. Ainsi, les tests nous permettent de disposer des consommations conventionnelles par "marques et types". Le laboratoire renouvelle ces opérations tous les ans pour tous les nouveaux modèles apparus au cours de l'année. A partir de ces résultats, l'a.d.e.m.e. effectue chaque année une pondération de la consommation conventionnelle par "marques et types" en fonction des ventes correspondantes des voitures neuves immatriculées en France et dispose, de ce fait,.de toutes les consommations conventionnelles des voitures neuves immatriculées en France pour toutes les années depuis 1975. Il faut préciser que ces données sont disponibles pour les voitures neuves à essence et pour celles au diesel, sur la période 1975-1993. xc

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS ANNEXE 2.2 : PANEL SECODIP Le panel SECODIP a débuté en avril 1987 et répond aux besoins de nombreux organismes, notamment l O.E.S.T. et l A.D.E.M.E., concernant la consommation énergétique des véhicules particuliers et ses facteurs explicatifs (puissance du véhicule, le cycle, âge du conducteur, etc...), au niveau mensuel, trimestriel et annuel. Jusqu ici, nul autre panel n offrait cette possibilité. De plus, il permet de mesurer le kilométrage effectué et les prix des carburant utilisés. Une répartition par type de parcours est estimée par les enquêtes: parcours en ville, sur route, sur autoroute. Une étude trajets a été ajoutée au panel en juillet 1987, sur demande de l'o.e.s.t.. Elle porte sur les déplacements de plus de 300 Km (plus de 200 Km à partir de 1989). CHAMPS DE L'ETUDE L'univers retenu est l'ensemble du parc des voitures particulières des ménages l'inscription VPC sur la carte grise. Les véhicules des entreprises sont donc exclus de l'étude. identifié par TAILLE DE L'ECHANTILLON A partir du panel de 5000 ménages représentatifs de la population française, retenu est de 3300 voitures particulières. l'échantillon CRITERES DE REPRESENTATIVITE DE L'ECHANTILLON L'échantillon est représentatif du parc automobile national, des conducteurs, et des ménages auxquels ils appartiennent. Le panel est constitué d une base de 3300 véhicules particuliers sélectionner selon les douze critères de représentativité suivants, sur la base du panel SOFRES pour les ménages et des données C.C.F.A. pour les véhicules. Ménages: structure par région, habitat, effectif du foyer, âge et catégorie socioprofessionnelle du chef de ménage, revenu du foyer et degré de motorisation. Voitures: structure par type de carburant, puissance administrative, origine (française ou étrangère), multi-équipement (d ordre n), âge du véhicule (année de mise en circulation). CORRECTIONS EFFECTUEES Chaque trimestre, une correction des données basées sur les conducteurs ne se ravitaillent pas tous les mois. De ce fait, la structure réelle doit donc être redressée afin d éviter les effets néfastes d un biais de sélection. Les critères de redressement sont les suivants: le type de carburant puissance fiscale les régions xci

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS le rang du véhicule la marque du véhicule l année de première mise en circulation du véhicule COLLECTE DE DONNEES L'ensemble du panel est interrogé sur les caractéristiques des véhicules du ménage (éléments de la carte grise). On détermine ainsi le taux d'équipement (1 ou plusieurs véhicules). Le recueil de données est hebdomadaire, et est codifié par la SECODIP. Les panélistes sont des volontaires rémunérés qui s engagent à remplir à chaque achat de carburant un carnet de bord nominatif du véhicule, indiquant, entres autres, le nombre de kilomètres au compteur, le nombre de litres et le type de carburant acheté et la dépense totale. Une fois par jour, le panéliste doit indiquer le type de kilométrage (route, autoroute, urbain). En outre, depuis juillet 1987, il leur est distribué, à la demande de l O.E.S.T., un autre carnet pour les distances plus longues, les déplacements de plus de 300 kilomètres (plus de 200 kilomètres depuis 1989) dont les résultats sont regroupés sous l intitulé TRAJET. Ce carnet précise la date, le kilométrage, les villes de départ et d arrivée, le nombre de personnes et le motif du trajet. Ces carnets sont renvoyés chaque quinzaine, remplis ou non, les carnets vides étant aussi sources d information, puisque portant le nombre de kilomètres parcourus sans avoir fait le plein. Le rythme de renouvellement du panel est de l ordre de 4 ans; aucun conducteur ne peut y demeurer plus de 4 ans. Il est à noter cependant, qu un panéliste participant à une autre enquête SECODIP depuis 4 ans et depuis peu au panel carburant sera aussi éliminé. RESULTATS Le nombre de kilomètres parcourus est évidemment évalué par différence entre deux relevé consécutifs, et pour vérifier la validité de chaque relevé, une consommation moyenne est calculée, de ce fait, les fausses déclarations sont de suite éliminées. La consommation unitaire est exprimée en litres aux 100 kilomètres (L/100KMS) selon la formule suivante: quantités de carburant achetées (en litres) kilomètres parcourus (en kms) Après redressement, les consommations unitaires sont représentées selon les principaux croisements suivants: niveau global du parc mensuellement et cumulé trimestriellement selon l'âge du véhicule, la puissance (CV), le type de carburant, le sexe du conducteur, l'âge du conducteur. xcii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS De même, les consommations unitaires sont calculées selon les caractéristiques sociodémographique du panel: type d'habitat, région. En outre, ce panel permet un suivi conjoncturel des kilométrages et des dépenses des ménages. LIMITES ET CRITIQUES DE CE PANEL A la suite de comparaisons effectuées entre les diverses enquêtes, il a été constaté notamment que les évaluations du parcours annuel moyen des voitures particulières dont disposent les ménages diffèrent très sensiblement selon les sources. En ce qui concerne le panel SECODIP, il semble qu'il contient nettement moins de voitures parcourant plus de 25000 Km que l'enquête INSEE Conjoncture. Les "gros rouleurs" sont sous-représentés en raison du caractère trop astreignant. Il convient de préciser que cette source sous-estime le parc diesel, et sur estime le nombre de vieux véhicules, ce qui va également dans le sens d'une minoration du kilométrage. Ces biais serait dû à un questionnaire trop important et trop répétitif (hebdomadaire). xciii

L ESTIMATION DE L INDICATEUR D ACTIVITE DU SECTEUR DES TRANSPORTS ROUTIERS ANNEXE 2.3 : RESULTATS DES ESTIMATIONS DU MODELE DE SURCONSOMMATION TRIO module: 4.15 Date: 95/11/18 Project: CONSOMMATION CONVENTIONNELLE / CONSOMMATION REELLE ---------------------------------------------------------------------------------------------------- RESULTATS DES ESTIMATIONS ============================================================= I. ELASTICITY S(y) (EP) TYPE = LEVEL-1 LEVEL-1 VARIANT = cre_au crd_au (COND. T-STATISTIC) VERSION = 0 0 DEP.VAR.= cre crd ============================================================= ------------------------------------- Variables explicatives essence ------------------------------------- consommation conventionnelle ccem.673 (6.15) prix essence en prixe -.139 francs constants (-3.40) temperatures temp -.078 -.039 (-21.16) (-7.34) ------------------------------------ Variables explicatives diesel ------------------------------------ consommation conventionnelle ccdm.740 (4.85) temperatures temp -.078 -.039 (-21.16) (-7.34) -------------------------------------------------------------------------------------------------------- REGRESSION CONSTANT (5.31) (1.97) Tableau 2.10 : Résultats des estimations (Tablex 1) TRIO module: 4.15 Date: 95/11/18 Project: CONSOMMATION CONVENTIONNELLE / CONSOMMATION REELLE ============================================================== II. PARAMETERS TYPE = LEVEL-1 LEVEL-1 VARIANT = crem crdm (COND. T-STATISTIC) VERSION = 0 0 DEP.VAR.= cre crd ============================================================== ------------------------------ AUTOCORRELATION ----------------------------- ORDER 1 RHO 1.268 (2.74) ORDER 12 RHO 12.352.323 (2.77) (3.98) ORDER 23 RHO 23 -.269 (-2.11) ============================================================== III. GENERAL STATISTICS TYPE = LEVEL-1 LEVEL-1 VARIANT = crem crdm VERSION = 0 0 DEP.VAR.= cre crd ============================================================== LOG-LIKELIHOOD 64.483 102.542 PSEUDO-R2 : - (E).925.889 - (E) ADJUSTED FOR D.F..920.883 AVERAGE PROBABILITY (Y=LIMIT OBSERV.).000.000 SAMPLE : - NUMBER OF OBSERVATIONS 69 80 - FIRST OBSERVATION 24 13 - LAST OBSERVATION 92 92 ============================================================= Tableau 2.11 : Résultats des estimations (Tablex 2) xciv

ANNEXE 2.4 : TABLEAU RECAPITULATIF DES SOURCES STATISTIQUES VP VUL PL BUS DRM PARC C.C.F.A. C.C.F.A. C.C.F.A. C.C.F.A. A.G.S.A.A. EUROPSTAT KILOMETRAGE ANNUEL MOYEN KILOMETRAGE TOTAL CONSOMMATION CONVENTIONNELLE CONSOMMATION REELLE Enq. Conjonture INSEE Enq. Transport INSEE Panel auto SOFRES Panel SECODIP Enq. Tourisme aux frontières Ministère du Tourisme Recensement SETRA A.D.E.M.E. + structure par âge du parc (Enq. Conjonture INSEE) SECODIP (OEST) + modèle (C.E.E., Banque de France, C.P.D.P.) Enquêtes VUL O.E.S.T. PARC KILOMÉTRAGE ANNUEL MOYEN KILOMÉTRAGE TOTAL PARC Enquêtes TRM O.E.S.T. Recensement SETRA Statistiques douanières KILOMÉTRAGE TOTAL PARC R.A.T.P. C.E.R.T.U. Enquêtes TRV O.E.S.T. Recensement SETRA Enq. Transport INSEE Enq. deux roues motorisés SOFRES Enq. Ménages CERTU PARC KILOMÉTRAGE ANNUEL MOYEN / / / / Enquêtes VUL O.E.S.T. Enquêtes TRM O.E.S.T. Enquêtes D.T.T. Recherche documentaire Beauvais Consultants Enquêtes TRV O.E.S.T. R.A.T.P. U.T.P. Recherche documentaire Beauvais Consultants Enq. Journal Moto Enq. deux roues motorisés SOFRES Enq. Ménages EUROPSTAT Tableau 2.12 : Tableau récapitulatif des sources statistiques utilisées pour reconstituer la consommation unitaire moyenne du parc de l ensemble des véhicules routiers à moteur essence et diesel, de 1957 à 1993

CHAPITRE 3 LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Introduction Dans le domaine de la sécurité routière comme dans tout autre domaine, on est de plus en plus submergé par la multiplicité des faits. Les statistiques, les expérimentations scientifiques, les observations empiriques, les enquêtes sont abondantes. A ce niveau, plusieurs difficultés surgissent, elles tiennent d une part au recueil de séries homogènes sur l ensemble de la période et sur la base souhaitée nécessitant le développement d une méthodologie spécifique de reconstitution, et d autre part d utiliser de manière optimale la richesse de cette source d information. Du point de vue de la théorie, les descriptions d accidents, les typologies des conducteurs et autres sont nombreuses et suffisantes sans doute pour envisager des actions partielles, mais la compréhension du phénomène global est limité. L objectif du modèle TAG est de susciter un concept explicatif le plus complet possible. Le problème de l insécurité routière est complexe, aussi il requiert un cadre théorique complexe dont l objectif est d expliquer dans sa globalité le phénomène et d essayer de trouver des solutions. Pour concevoir et estimer des modèles de suivi de l insécurité routière, le modélisateur effectue des choix méthodologiques dont va dépendre le degré de finesse et de complexité du modèle. Dans le premier chapitre, nous avons défini d une part, les niveaux d agrégation spatiale et temporelle du risque et d autre part, le niveau de désagrégation des accidents selon leurs caractéristiques et enfin la structure stochastique des équations reliant les indicateurs du risque entre eux et les indicateurs du risque aux facteurs explicatifs. Dans le deuxième chapitre, nous avons développé une méthode d estimation d une mesure optimale d exposition au risque représentée par l indicateur d activité du secteur des transports. L objectif de ce chapitre est de déterminer les facteurs issus de l analyse du système de transport dans sa globalité, qui influencent le risque d être impliqué ou tué dans un accident de

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE la circulation. La démarche a consisté, dans un premier temps, à appréhender le système des transports routiers dans sa globalité en schématisant les interactions entre le système de circulation routière et son environnement (section 3.1). Dans un deuxième temps, nous identifions les facteurs exogènes et endogènes pouvant avoir une contribution dans l explication du dysfonctionnement du système routier, puis nous analysons de quelle façon retranscrire au plus juste le phénomène identifié (section 3.2). Enfin, nous réalisons la même étude pour les facteurs exogènes (section 3.3). Cette présentation est appuyée d une analyse de l évolution mensuelle de chaque variable explicative prise en compte ainsi que de chaque composante nécessaire à son élaboration. 98

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 3.1 La schématisation du système de la circulation routière Le phénomène de l insécurité routière correspond à une réalité complexe. La sécurité routière doit être analysée en tant que système. La multiplicité des données indique que l insécurité routière est un phénomène global, dépendant d un grand nombre de facteurs propres aux caractéristiques de l infrastructure, des véhicules et des usagers de la route. Ainsi, expliquer l occurrence des accidents de la route revient à tenir compte d un ensemble très vaste de facteurs composé du triptyque «véhicule - conducteur - route». Ceci exige un état d esprit, une certaine «culture» intégrant les dimensions techniques, économiques et sociales du problème. Telle est l ambition de ce modèle TAG qui rassemble, avec un œil parfois critique, une foison d éléments disponibles à ce jour sur une base mensuelle, données statistiques, analyse de facteurs de risque automobile, panoplie d actions réglementaires mises en application pour réduire l insécurité routière. Figure 3.1. : Schéma d interaction entre le système de circulation et son environnement SYSTEME DE CIRCULATION KILOMETRAGE TOTAL VITESSE MOYENNE CARACTERISTIQUES DES VEHICULES part de poids lourds part de diesel part de petites automobiles ACCIDENTS CORPORELS CARACTERISTIQUES DES USAGERS DE LA ROUTE variables de comportement VITESSE MOYENNE part de jeunes adultes, de femmes,.. ENVIRONNEMENT Climat Economie Démographie Social Actions règlementaires de Sécurité Routière TAUX DE GRAVITE CARACTERISTIQUES DE L INFRASTRUCTURE ROUTIERE part de la circulation sur autoroutes part de la circulation sur routes nationales Effet direct Effet indirect VICTIMES 99

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 3.1.1 Le triptyque «véhicule - conducteur - route» Les éléments nécessaires à l'analyse de l'insécurité routière sont nombreux et divers. Le but est d'aborder les différentes composantes du phénomène afin d'intégrer dans le modèle TAG les facteurs fondamentaux à l'explication du risque routier en France. En conséquence, on a successivement traité des causes déterminantes de l'insécurité attribuables aux véhicules routiers, aux usagers de la route et à l'infrastructure routière (figure 3.1). Une des premières causes déterminantes de l insécurité routière est liée aux caractéristiques des véhicules. Avec, à la fin de l année 1993, 2,8 véhicules deux roues motorisés, 24,4 millions de voitures particulières, 4,5 millions de véhicules utilitaires légers, 0,6 million de poids lourds, d autocars et d autobus, la circulation routière en France est devenue un phénomène de masse qui touche la population entière. Le parc ne cesse d augmenter avec le développement de la multimotorisation, accompagné d une croissance du trafic. De plus, la composition du parc évolue au cours du temps et représente un facteur déterminant du risque routier. En effet, les caractéristiques techniques très différentes entre les catégories de véhicules mais aussi au sein d une même catégorie de véhicule - masse, vitesse, déformabilité au choc, puissance,...- induisent des différentiels de risque. Dans le modèle TAG, différents aspects relatifs aux caractéristiques des véhicules pouvant engendrer des effets potentiels sur la demande routière, sur la vitesse moyenne et sur les composantes du bilan routier sont étudiés (figure 3.1). La conduite d un véhicules routier dépend des caractéristiques des véhicules mais aussi des conducteurs. Les conducteurs constituent donc après les véhicules routiers, le deuxième élément du «système» de sécurité. Les facteurs liés non seulement aux caractéristiques des conducteurs mais aussi à leur comportement sont intégrés dans le modèle TAG. Les études concernant le risque relatif d implication dans un accident sont unanimes en ce qui concerne le risque élevé des jeunes conducteurs (18-24 ans). Aussi, on cherche à identifier l impact sur le bilan routier en France de la part des jeunes adultes et non de la part des jeunes conducteurs, en raison de la non disponibilité des permis de conduire par tranche d âge (dû au coût élevé de l exploitation de cette base de données). En outre, le comportement des conducteurs est primordial au niveau de la sécurité. Aussi, on tente d évaluer les conséquences sur les accidents et leur gravité, de l évolution du taux de port de la ceinture de sécurité routière, de la vitesse moyenne et de la consommation de vin en France. Concernant les caractéristiques de l infrastructure routière, on s est restreint, pour des raisons de disponibilité, aux facteurs représentatifs de la part de la circulation sur réseaux 100

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE autoroutiers et sur routes nationales. En effet, l intégration de facteurs relatifs aux caractéristiques routières (virages, intersections, revêtement, distances de visibilité, plate-forme,...) sont difficilement réalisables au niveau agrégé. 3.1.2 Le système et son environnement Outre les caractéristiques des véhicules, des conducteurs et de l infrastructure, le système de transport routier fait partie intégrante d un environnement plus vaste (figure 3.1). Celui-ci est composé d un ensemble d autres systèmes étatique, économique, démographique, social et climatique lesquels influencent directement le système de circulation ou indirectement en agissant sur les caractéristiques des véhicules, des usagers de la route et de l infrastructure routière (Lassarre, 1991-1992). Les actions réglementaires relevant du domaine de la sécurité routière concernent chacun des éléments de la circulation : le véhicule, le conducteur et le réseau. L action de l Etat est d instaurer des lois et des règlements et à les faire respecter par l information, les contrôles et les sanctions. Parmi ces actions, on distingue l action sur l ensemble des usagers et principalement sur les conducteurs (permis de conduire et code de la route), appelée la prévention, de celle sur les conducteurs en infraction que l on qualifie de répression ; ces deux aspects étant souvent complémentaires. Parmi les actions réglementaires sur le comportement des usagers de la route, les grandes mesures portant sur la lutte contre les excès de vitesse et l alcool au volant, l obligation du port de la ceinture et du casque pour les deux-roues motorisés sont fondamentales. Simultanément, d autres actions réglementaires, qualifiées de techniques, sont mise en application et concernent les infrastructures et les véhicules. Elles s orientent vers des infrastructures avec des conditions techniques d aménagement plus adaptées à l évolution du trafic (2x2 voies, ronds-points,...) et des véhicules de conception technologique nouvelle (habitacle protégé, air-bag, système de freinage ABS,...). Simultanément, ce type de réglementation se concentre progressivement sur l entretien et le contrôle de ces deux éléments (contrôle technique obligatoire). L activité économique a des incidence directes sur les revenus des ménages facilitant ainsi l accroissement du parc et de la multimotorisation, lesquels ont des répercussions sur la circulation routière pour les déplacements des personnes (motifs de déplacements : «shopping» et vacances). Le prix du carburant, le prix d une automobile, ainsi que le prix du transport en commun, ferroviaire et aérien ont un impact direct sur la demande routière et donc indirect sur le bilan routier. Le niveau de la population active (chômage et motifs de déplacements domicile 101

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE - travail) a une influence directe sur la demande routière en raison de l éclatement du tissu résidentiel et la concentration des activités économiques. En même temps, l activité industrielle, représentative de la situation économique en France a des incidences directes sur la demande routière pour les déplacements de marchandises et directes sur le risque routier en raison du différentiel de risque entre les différentes catégories de véhicules routiers et indirecte sur le risque routier à travers le kilométrage. Bien que totalement incontrôlables, les conditions climatiques ont un impact direct sur les accidents et leur niveau de gravité et indirect à travers la demande routière. Toutefois, une recherche constante d adaptabilité de système de circulation aux conditions climatiques est réalisée dans le but de réduire le risque routier. Le système de climatisation a été intégré aux voitures de tourisme pour compenser les méfaits de la chaleur en période estivale, de même pour réduire les inconvénients liés à la pluie, le revêtement des pneus a été étudié pour mieux adhérer à la chaussée glissante et éviter les aquaplanings. Un grand nombre de décisions ont été prises en ce sens, aussi l objectif du modèle est d identifier, «toutes choses égales par ailleurs», l impact direct du climat sur le bilan routier et indirect à travers la demande routière et la vitesse moyenne. 3.1.3 La classification des variables explicatives Au regard des développements précédents, le risque d accident et son niveau de gravité vont donc dépendre directement de l exposition soit du kilométrage, de son comportement soit de la vitesse moyenne, des caractéristiques du véhicules, des caractéristiques des usagers de la route, des caractéristiques de l infrastructure routière, eux-mêmes dépendant de l environnement économique par le système des prix et le revenu de l individu, de l environnement démographique, social, politique (mesures de sécurité) et climatique, et indirectement de ces mêmes caractéristiques par l intermédiaire du kilométrage et de la vitesse. Les principaux facteurs explicatifs de la demande routière, de la vitesse moyenne et de l occurrence des accidents de la route et de leur niveau de gravité sont classés par thèmes (tableaux 3.1 et 3.2) : les caractéristiques des véhicules, les caractéristiques de conducteurs répartis entre les caractéristiques des usagers de la route et les variables de comportement, les caractéristiques de l infrastructure routière représentées par les réseaux, le système économique regroupant les différents motifs de déplacements des personnes et des marchandises et le chômage, le système climatique représenté par les principales variables 102

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE climatiques et les actions réglementaires associé au thème sur les principales lois sur la sécurité routière. Tableau 3.1 : Classification de l ensemble des variables explicatives intégrées dans le modèle TAG CARACTÉRISTIQUE Des véhicules 1. Caractéristiques Composition du parc Parc deux-roues Des conducteurs 2. Caractéristiques Proportion de jeunes adultes 3. Variables de comportement Taux de port de la ceinture de sécurité Vitesse moyenne Alcool De l infrastructure 4. Réseaux Part de la circulation sur autoroutes Part de la circulation sur routes nationales ENVIRONNEMENT Système économique 5. Prix Prix du carburant par kilomètre Prix d une automobile,... 6. Chômage Proportion de demandeurs d emploi 7. Motifs de déplacements Domicile-travail des personnes Shopping Vacances 8. Motifs de déplacements Activité industrielle des marchandises Système étatique 9. Lois - sécurité routière Port obligatoire du casque Contrôle technique obligatoire,.. Système climatique 10.Variables climatiques Températures moyennes Neige,... Le nombre de facteurs explicatifs considérés varie selon la variable à expliquer : 32 pour le kilométrage total, 22 pour la vitesse moyenne et près de 44 pour les accidents, leur gravité et le nombre de victimes de la route. L ensemble de ces facteurs explicatifs sont regroupés en 12 thèmes : l exposition au risque, les caractéristiques des véhicules, les caractéristiques des usagers de la route, les variables de comportement, les réseaux, les prix, le chômage, les motifs de déplacements des personnes, les motifs de déplacements des marchandises, les principales actions sur la sécurité routière, les variables climatiques et les variables de temporalité. Une grande majorité de facteurs sont considérés dans l ensemble des modèles. Concernant les modèles explicatifs des accidents de la route, de leur gravité et par conséquent du nombre de victimes, on a tenté de maintenir au maximum les mêmes facteurs explicatifs afin de pouvoir mettre en évidence un éventuel effet de substitution entre les accidents corporels et mortels ou encore entre le niveau de gravité lourde et mortelle. Le tableau ci-dessus récapitule l ensemble des facteurs retenus dans les différentes variables à expliquer. De plus, un facteur 103

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE expliquant un même phénomène peut être décrit différemment selon le modèle afin de résoudre dans certains cas le problème de multicolinéarité. Par exemple, le facteur représentant la conduite en état d ébriété est traduit, pour le modèle sur le kilométrage total, par le nombre moyen de litres de vin consommés en France par adulte et, pour les modèles sur les accidents et leur gravité, par le nombre moyen de litres de vin consommés en France par milles kilomètres parcourus en France. Tableau 3.3. : Liste complète des variables explicatives classés par thèmes VARIABLES A EXPLIQUER 56 FACTEURS EXPLICATIFS CLASSES PAR THEMES Kilométrage Vitesse Accidents Gravité Victimes 1. L'exposition au risque Kilométrage total 2. Les caractéristiques des véhicules Part des poids lourds dans le parc total des véhicules légers Part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières Parc des cyclomoteurs Parc des motocycles Parc des voitures particulières Part des voitures particulières diesel dans le parc total des voitures particulières Part des voitures particulières < 5CV /km Part des voitures particulières (6 à 10 CV) /km Part des voitures particulières (de 11 CV et plus) /km 3. Les caractéristiques des usagers de la route Proportion des 18 à 25 ans / population adulte 4. Les variables de comportement Vitesse moyenne estimée Taux de port de la ceinture de sécurité France entière Consommation de vin / 1000 km Consommation moyenne de vin par adulte 5. Les réseaux Part de la circulation sur autoroutes Part de la circulation sur routes nationales 6. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières Indice de prix du transport ferroviaire Indice de prix du transport en commun Indice de prix d'une automobile 104

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 7. Le chômage Nombre de demandeurs d emploi /100 adultes 8. Les motifs de déplacement des personnes Travail net des vacances / kilométrage total «Shopping» / kilométrage total Vacances / kilométrage total Travail net des vacances «Shopping» / unité de travail Vacances / unité de travail 9. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle - BTP / kilométrage total Activité industrielle-hors BTP, énergie, construction automobile / kilométrage total Activité industrielle - BTP / unité de travail Activité industrielle-hors BTP, énergie, construction automobile / unité de travail Trafic maritime de port autonome-débarquées / unité de travail Trafic maritime de port autonome-embarquées / unité de travail 10. Les principales lois sur la sécurité routière Seuil d alcoolémie (0,8 et 1,20g/l) (11/71) Port obligatoire du casque pour les motocyclistes (07/73 et 01/75) Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) Application des mesures de suspension de permis de conduire (07/75) Port obligatoire du casque pour les cyclomotoristes (10/76 et 01/80) Instauration du Bonus-Malus (1/78) Contrôle aléatoire d alcoolémie (07/78) Programme : objectif -10% (7/82) Retrait immédiat du permis de conduire en cas d alcoolémie (09/86) Limitation 50 km/h en ville (12/90) Contrôle technique obligatoire(vp&vu<3.5t) (01/92) Dispositif pour le transport des enfants (01/92) Grâces présidentielles Accident de Beaune (07/82) Guerre du Golfe (16/01 au 17/02 de l année 1991) Grève exceptionnelle des routiers (07/92) 11. Les variables climatiques Températures moyennes France entière Neige Gel Brouillard Pluie 12. Les variables de temporalité Nombre de jours fériés et de week-ends Nombre de jours de veille de départ en week-ends dus à un jour férié Ecart d un mois sur l autre du nombre de jours ouvrables Départs et retour de vacances Nombre de jours où l heure d été est appliquée Nombre de journées non travaillées dans le secteur des transports 105

3.2 Les facteurs endogènes au système La section précédente a permis d identifier les éléments ayant une incidence sur le trafic routier. Parmi ceux-ci, un certain nombre de facteurs se sont révélés endogènes au système. L objectif de la section est de déterminer de quelle façon retranscrire ces phénomènes. Nous distinguons ainsi l exposition au risque ( 3.2.1), la structure du parc ( 3.2.2), l aléa lié à l usager ( 3.2.3) et enfin la configuration du réseau national ( 3.2.4). 3.2.1 L exposition au risque La probabilité d être impliqué dans un accident corporel quelque soit son degré de gravité dépend d un grand nombre de facteurs. Le degré d utilisation du réseau routier représente le principal facteur explicatif. En ce sens, une des variables qui permettrait de bien évaluer son degré d'utilisation est certainement le kilométrage total, c'est à dire le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers sur le réseau routier français au cours d'une période. Le risque d accident de la route d un groupe de véhicules conducteurs équivaut au nombre d implications dans les accidents de ce groupe divisé par la valeur correspondante de son exposition au risque. Cette exposition si l on s en tient au champ de la sécurité routière peut s exprimer de différentes façons (Fontaine, Barjonet, 1989). Le parc ou plus exactement le nombre de véhicules routiers immatriculés peut être représentatif de cette exposition, mais dans ce cas, l usage différencié de l automobile n est pas pris en compte. On peut bien sûr utiliser la consommation de carburant comme variable mesurant l'exposition au risque en assumant le risque d un biais certain. En effet, la consommation totale de carburant recèle les marges importantes d amélioration des comportements et des rendements énergétiques. De même, la durée de conduite ou de présence sur la voie publique est envisageable mais demeure très difficile à estimer au niveau agrégé. Le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules routiers en France représente la mesure la plus communément admise en Sécurité Routière car elle illustre le mieux le concept d exposition au risque. «Lorsque l on emploie les véhicules-kilomètres comme mesure de l exposition au risque, on suppose que tout conducteur au volant est également susceptible d avoir un accident. Chaque unité de distance parcourue est considérée comme une partie d un courant uniforme de conduite. Ainsi, la fréquence des

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE situations de conduite qui engendre un accident est représentée mathématiquement comme une fonction linéaire et continue de la distance parcourue» (Carrol, 1973). Cependant, étant donné que la circulation routière sur l ensemble du réseau français ne constitue pas une donnée disponible sur une base mensuelle et sur une période aussi longue (1957-1993), il a été nécessaire de développer une méthodologie afin de l évaluer. Le chapitre 2 de la partie II est consacrée à l évaluation du kilométrage total sur l ensemble du réseau routier français effectué par l ensemble des véhicules routiers immatriculés en France et à l étranger, sur une base mensuelle et sur la période 1957-1993. 3.2.2 La structure du parc Ce deuxième thème concerne les caractéristiques des véhicules et plus particulièrement la composition du parc des voitures particulières et commerciales. Il comporte sept variables, le parc des voitures particulières et commerciales, la part des voitures particulières à moteur diesel dans le parc total des voitures particulières, la part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières, le parc des cyclomoteurs et des motocycles et la part des voitures particulières par classes de puissances fiscales. Concernant le modèle explicatif du kilométrage total en France, la considération de ces variables est primordiale car le développement d un tel modèle doit inclure comme facteur le nombre de véhicules routiers présents sur le réseau routier français et particulièrement l évolution et les caractéristiques de la catégorie de véhicules routiers principalement représentés soit les voitures particulières et commerciales. En effet, le parc des voitures particulières et commerciales représente plus des deux tiers du parc total des véhicules routiers et ne cesse d augmenter sur l ensemble de la période étudiée, il s élève à près de 83% en 1993. A parc des voitures particulières et commerciales donné, quel est l impact sur la demande routière d un changement au cours du temps de la structure de ce parc? Notamment en ce qui concerne la part des voitures particulières à moteur diesel et la part des petites automobiles? Sur l ensemble de la période considérée, l accroissement de la différence de prix entre le gasoil et l essence, variant sur l ensemble de la période entre 20 et 40% (cf. évolution des prix réels des carburants essence et gasoil) et la tendance récente à annuler l écart de prix entre une voiture à moteur diesel et une voiture à moteur essence, entraînent une diésélisation croissante du parc des voitures particulières et commerciales. Toutefois, les automobilistes qui substituent leur 107

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE voiture à moteur essence pour un véhicule à moteur diesel sont classés dans la catégorie des «gros rouleurs» mais leur kilométrage augmenterait tout de même de près de 25% suite à ce changement (Hivert, 1994). La question est de savoir si la diésélisation croissante du parc des voitures particulières et commerciales entraîne une augmentation significative de la demande routière. De même, la modification de la composition du parc des voitures particulières et commerciales en termes de petites automobiles, conséquence notamment de l augmentation du prix des carburants, a-t-elle, à prix du kilomètre pour les voitures particulières donné, un impact sur le nombre de kilomètres parcourus France entière? Les questions posées ont donc suggéré d introduire au présent modèle sur le kilométrage total des facteurs explicatifs qui permettront peut-être d y répondre. Il s agit du parc des voitures particulières, de la proportion des voitures particulières à moteur diesel et de la proportion des petites automobiles, En termes de risque, les caractéristiques techniques très différentes entre les catégories de véhicules mais aussi au sein d une même catégorie de véhicule (masse, vitesse, déformabilité au choc, puissance, capacité de freinage,...- induisent des différentiels de risque. En effet, le degré de protection interne (protection des occupants des véhicules) et l agressivité externe (agressivité envers les autres usagers) des véhicules sont très variables : les véhicules de plus faible masse (cyclomoteurs, motocycles, petites automobiles,...) sont ceux qui offrent une plus grande vulnérabilité interne et à l inverse, les véhicules les plus lourds (poids lourds,...) sont les mieux protégés à l intérieur et les plus agressifs pour l extérieur. L influence du poids des véhicules sur la gravité interne et externe a été mise en évidence dans de nombreux travaux (Thomas et al, 1990 ; Evans, 1991 et Tarriere, 1992). Fontaine (1997) a évalué le niveau d agressivité et de protection selon le poids des voitures de tourisme. La question que l on se pose est : à kilométrage donné, qu elle est l influence sur le bilan routier de l évolution, au cours du temps, de la structure du parc automobile et plus précisément de la taille des voitures particulières en termes de masse? En effet, depuis près de quarante années, les voitures de tourisme sont moins lourdes suite d une part à la première crise pétrolière avec pour conséquences une diminution de la taille des véhicules et l apparition des matériaux composites (innovation technologique), mais aussi suite à la multimotorisation, à l urbanisation et ses nuisances dont la pollution. Dans le modèle TAG, différents aspects relatifs à une modification de la structure du parc des véhicules pouvant engendrer des effets potentiels sur les composantes du bilan routier sont analysés. Il s agit de la proportion des petites automobiles, de la part des poids lourds dans le parc total des voitures particulières ainsi que du nombre de cyclomoteurs et de motocycles. 108

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Parcs des voitures particulières et commerciales, des cyclomoteurs et des motocycles Le reconstitution des parcs des voitures particulières et commerciales, des deux roues motorisés est détaillée dans le guide «Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque» en annexe I. Part des voitures particulières et commerciales à moteur diesel dans le parc total des voitures particulières et commerciales La reconstitution des séries chronologiques mensuelles sur le parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel sont détaillées dans le chapitre 3 de la partie II et de manière plus détaillée dans le guide disponible en annexe. L évolution de la série mensuelle représentant la part des voitures particulières et commerciales à moteur diesel dans le parc total des voitures particulières et commerciales traduit bien la diésélisation exponentielle du parc des voitures particulières et commerciales (figure 3.2). La part des voitures particulières et commerciales à moteur diesel totalement inexistante en 1957 représente 22,7% en décembre 1993. Part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières Le degré de protection interne et l agressivité externe des véhicules sont très variables. En réalité, le poids et la vitesse de choc influent fortement sur le niveau de gravité de l accident. Le poids, à l inverse de la vitesse est identifiable à partir du code mine des véhicules accidentés, lequel est disponible dans les fichiers statistiques d accidents. Les accidents corporels de la circulation, sont connus à travers les Bulletins d Analyse des Accidents Corporels de la circulation (BAAC) et les procès-verbaux, lesquels sont établis pour chaque accident corporel par la Police et la Gendarmerie. La gravité des accidents corporels entre deux voitures de tourisme ou des accidents entre une voiture de tourisme et un piéton ou un deux-roues a été calculé en fonction de la masse des véhicules (Fontaine, 1997). On constate que le bilan global de gravité interne et externe, comprenant les piétons et les deux-roues est plus faible pour les véhicules les moins lourds, à savoir de poids inférieur à 800kg 23 (soit 27 tués contre 41 pour 1000 véhicules impliqués dans ces types d accidents) (figure 3.3). Toutefois, les occupants d un petit véhicule ont un risque d être tué supérieur aux occupants d un véhicule lourd (13 tués contre 8 pour 1000 véhicules impliqués dans ces types d accidents) mais inversement le risque de tuer un usager externe (occupants de l autre véhicule, piétons et deux-roues) pour les 23 Il s agit de la masse avant tout chargement 109

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE véhicules inférieurs à 800kg est beaucoup plus faible (5 tués contre 18 pour 1000 véhicules impliqués dans ces types d accidents). 25% 20% 15% 10% 5% 0% jan-57 fév-58 mar-59 avr-60 mai-61 jun-62 jul-63 aoû-64 sep-65 oct-66 nov-67 déc-68 jan-70 fév-71 mar-72 avr-73 mai-74 jun-75 jul-76 aoû-77 sep-78 oct-79 nov-80 déc-81 jan-83 fév-84 mar-85 avr-86 mai-87 jun-88 jul-89 aoû-90 sep-91 oct-92 nov-93 P art des voitures particulières et commerciales à moteur diesel dans le parc total des voitures particulières et commerciales Figure 3.2 : Part des automobiles diesel dans le parc total des voitures particulières. Dans un premier temps, la difficulté a résidé dans la définition du terme «petites automobiles». En raison du manque d information sur les caractéristiques des voitures particulières et commerciales immatriculées en France, nous avons considéré les catégories de puissance administrative (ou fiscale) du moteur évaluée en chevaux fiscaux d après la cylindrée. Il aurait été préférable de définir comme précédemment différentes classes de poids à partir du code mine des véhicules. Le problème étant qu un véhicule peut avoir un nombre de chevaux fiscaux faible mais être tout de même ce que l on peut considérer comme une voiture puissante et de taille «moyenne» ; ce phénomène se présente particulièrement dans les voitures particulières à moteur diesel. Toutefois, à partir de l exploitation par Y. Gourlet 24 du fichier des procès verbaux constitué à l INRETS, une approximation du poids moyen des voitures particulières accidentées de chevaux fiscaux inférieurs à cinq a été réalisée ; il s élève à 790kg avec un écart-type de 141kg. Suite à ces résultats, l hypothèse selon laquelle, les voitures de tourisme dont la puissance fiscale est inférieure à cinq chevaux correspondent aux petites automobiles (dont la masse est inférieure à 800kg), paraît quelque peu valable. 24 Directeur de Recherche à l INRETS. 110

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE >=1000kg 800-1000kg < 800kg 0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 Nombre de tués pour 1000 VL VL interne VL externe Piétons+Deux-roues Figure 3.3 : Gravité interne et externe selon le poids des VL 25 dans les accidents entre deux VL et ceux impliquant un piéton et un deux-roues. (source : Fontaine,1997) Dans un deuxième temps, l objectif a consisté à reconstituer la série chronologique mensuelle des petites automobiles correspondant aux voitures particulières et commerciales dont le nombre de chevaux fiscaux est inférieur à cinq. La série annuelle (figure 3.4) est tirée des estimations effectuées par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.), qui estime le nombre de voitures particulières et commerciales immatriculées en France par catégorie de puissance fiscale et en état de circuler par une méthode entrée-sortie. Leur estimation est basée sur les immatriculations annuelles neuves auxquelles sont appliquées des courbes de survie tenant compte de la puissance fiscale du véhicule. En raison de l absence de données précises pour la France, celles-ci ont été établies à partir des données disponibles à l étranger et principalement en Allemagne. Les parcs annuels correspondent à des estimations effectuées au 1 er janvier de chaque année. Sous l hypothèse que la répartition mensuelle du nombre de véhicules disparus est constante sur une année, la variation saisonnière du parc dépendra du coefficient saisonnier des immatriculations neuves. En d autres termes, le parc des petites automobiles est mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures particulières et commerciales neuves immatriculées chaque mois. Les parcs annuels des petites automobiles répartis par type de carburant sont ainsi mensualisés à partir des immatriculations neuves des voitures 25 Véhicules légers représentatifs des voitures de tourisme. 111

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE particulières et commerciales à moteur essence et des véhicules à moteur diesel, enregistrées chaque mois par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.) (figure 3.4). 10000 9000 8000 7000 6000 5000 4000 3000 2000 1000 0 janv-57 mars-58 mai-59 juil-60 sept-61 nov-62 janv-64 mars-65 mai-66 juil-67 sept-68 nov-69 janv-71 mars-72 mai-73 juil-74 sept-75 nov-76 janv-78 mars-79 mai-80 juil-81 sept-82 nov-83 janv-85 mars-86 mai-87 juil-88 sept-89 nov-90 janv-92 mars-93 milliers de véhicule Parc des petites automobiles Figure 3.4 : Parc des petites automobiles (<5CV). On constate une progression graduelle du parc des petites automobiles sur la période 1957-1993 où il est passé de 1,2 million en janvier 1957 à 9,2 million en décembre 1993, avec une période de stabilisation aux alentours de 5 millions de 1970 à 1980. Bien que le nombre de petites automobiles a été multiplié par 7,7 en 37 années, la part des petites automobiles dans le parc des voitures particulières et commerciales a connu certaines variations avec un accroissement global de +15% sur l ensemble de la période. 112

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% janv-57 mars-58 mai-59 juil-60 sept-61 nov-62 janv-64 mars-65 mai-66 juil-67 sept-68 nov-69 janv-71 mars-72 mai-73 juil-74 sept-75 nov-76 janv-78 mars-79 mai-80 juil-81 sept-82 nov-83 janv-85 mars-86 mai-87 juil-88 sept-89 nov-90 janv-92 mars-93 Part des petites automobiles dans le parc des voitures particulières et commerciales Figure 3.5 :: Part des petites automobiles (<5CV) dans le parc total des voitures particulières. De janvier 1957 à décembre 1964, on observe une augmentation graduelle de la proportion des petites automobiles de 30% à 48%. Cette période de croissance s explique surtout par l évanouissement du règne des grands modèles (11L, 11N, 15-6 de Citroën) à partir de 1954, les consommateurs se tournent ainsi vers des modèles plus économiques (Peugeot 203 et la Renault Dauphine). Ce phénomène se poursuit jusqu'à 1963 où la popularité de la course automobile provoque une attirance vers des modèles plus rapides et plus performants, entraînant une stabilisation graduelle du parc des petites automobiles et une diminution de leur proportion. Le premier choc pétrolier impose aux usagers de la route le choix de voitures plus économiques (2CV, Dyanes et Renault 5), toutefois la faible performance de ce type de véhicules ne suffit pas à contrer la chute de la proportion des petites automobiles, atteignant les 31,9% en décembre 1974. Ce n est qu au début des années 1980, suite au deuxième choc pétrolier impliquant un effort constant de la part des constructeurs à allier performance et économie d énergie et suite à la crise économique, que l on observe une progression graduelle de la proportion de petites automobiles de 27,6% en janvier 1980 à 36,6% en décembre 1990. Ce phénomène s est accentué ces dernières années avec l urbanisation croissante combinée à une augmentation de la multimotorisation, atteignant les 37,9% en novembre 1992, bien qu il faille signaler un léger ralentissement de cette croissance à partir d avril 1993 et ce jusqu à décembre 1993 (37,7%). 113

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 3.2.3 L aléa lié à l usager Parmi l aléa lié à l usager, il convient de distinguer le risque relatif aux caractéristiques des usagers de la route et à leur comportement. Les caractéristiques des usagers de la route Après avoir analysé les caractéristiques des véhicules routiers, on étudie à présent les caractéristiques se rapportant aux usagers de la route. Dans ce thème, un seul facteur est intégré au modèle, c est la proportion de jeunes adultes dans la population totale. A partir des principales caractéristiques des véhicules - conducteurs accidentés, issues de l exploitation du fichier des procès verbaux de 1982 constitué à l INRETS (Filou, Fontaine & Gourlet, 1987), et des kilomètres parcours selon les caractéristiques des conducteurs obtenus par l enquête «Transport» effectuée par l Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (INSEE), le risque relatif 26 d accident corporel par kilomètre parcouru a pu être évalué en fonction du sexe et de l âge du conducteur (figure 3.6). Il apparaît ainsi que l âge soit une variable très discriminante du risque, bien plus que le sexe. On constate que les risques les plus élevés se rencontrent chez les jeunes conducteurs âgés de 18 à 24 ans. En outre, les statistiques officielles sur le bilan routier publiés par l ONISR 27 démontrent que les accidents de la circulation constitue très certainement la première cause de mortalité chez les jeunes adultes de 18 à 24 ans. En effet, depuis 1980, un tué de la circulation sur 4 a entre 18 et 24 ans. Plus précisément, en 1980, le pourcentage de jeunes adultes tués est de 25,2%, contre 24,5% en 1990 et 23,8% en 1993. Egalement, si on ne tient compte que des jeunes conducteurs, plus précisément les titulaires de permis de conduire dont l âge se situe entre 16 et 24 ans, en 1993 sur l ensemble des conducteurs tués (soit 5765), 1394 ont entre 18 et 24 ans, ce qui représente environ 1 sur 4. Mais d une manière générale, en 1993, la proportion de jeunes conducteurs tués (soit 1394 jeunes conducteurs tués contre 2074 jeunes adultes tués) représente 67,2% contre 74,8% pour les autres conducteurs. D après ces statistiques, l introduction au modèle d une variable représentant cette tranche d âge est fondée. Toutefois, ne disposant pas, pour diverses raisons, des détenteurs de 26 27 «Le risque relatif d un groupe correspond au rapport de la part d accidents de ce groupe, à la part des kilomètres parcourus par ce même groupe. Il prend pour référence l ensemble de la population étudiée, à qui un risque égal à 1 est attribué.» (Fontaine, 1988, page 10). Observatoire National Interministériel de Sécurité Routière (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 114

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE permis par classes d âge, on a tout de même considéré non seulement le nombre de jeunes adultes de 18 à 25 ans, mais aussi et surtout l évolution de leur importance par rapport à la population adulte (de plus de 18 ans). Proportion des 18 à 25 ans / population adulte La construction de cette série mensuelle sur la proportion de jeunes adultes dans la population adulte est basée sur les recensements de la population effectuées par l INSEE au 31 décembre de chaque année. Une demande officielle de la répartition de la population totale France entière par âge et par sexe a été effectuée auprès de l INSEE sur la période 1956-1993. A partir de ces statistiques officielles, on a reconstitué la série annuelle sur l évolution de la population âgée de 18 à 25 ans. La procédure EXPAND de SAS a été utilisé afin de réaliser des interpolations. Cette procédure est particulièrement bien adaptée à ce genre de traitements et permet de mensualiser une série annuelle. L algorithme d interpolation choisi est la méthode SPLINE, laquelle permet d ajuster la série par des morceaux de polynômes du troisième degré en conservant la continuité et la dérivabilité de la courbe ainsi obtenue. Le nombre de jeunes adultes a connu une période de forte croissance entre 1961 et 1973 (+153%) et atteindre 6,85 millions en 1973. Depuis 1973, cette classe d âge s est relativement stabilisé jusqu'à 1993 (figure 3.7). 115

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 4,5 4,0 4,1 3,5 3,0 risque relatif 2,5 2,0 1,5 1,0 1,8 2,4 1,5 1,2 0,8 0,8 0,8 0,7 0,7 0,7 0,9 0,7 1,6 1,4 hommes femmes 0,5 0,0 18-19 20-24 25-29 30-39 40-49 50-59 60-69 >=70 âge Figure 3.6 : Risque relatif d être accidenté par kilomètre parcouru (pour les conductrices, les deux dernières classes d âge ont été regroupées). (source : Fontaine,1988) A l inverse, depuis 1973 la proportion de jeunes adultes atteint son optimum en juillet 1972 avec 18,8% et n a cessé de diminuer pour atteindre les 15,5% en 1993 (figure 3.8). 116

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 7,5 7,0 6,5 6,0 millions 5,5 5,0 4,5 4,0 janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Population agée de 18-25 ans Figure 3.7 :: Nombre de jeunes adultes (âgés de 18 à 25 ans). 20% 19% 18% 17% 16% 15% 14% 13% 12% janv-57 mars-58 mai-59 juil-60 sept-61 nov-62 janv-64 mars-65 mai-66 juil-67 sept-68 nov-69 janv-71 mars-72 mai-73 juil-74 sept-75 nov-76 janv-78 mars-79 mai-80 juil-81 sept-82 nov-83 janv-85 mars-86 mai-87 juil-88 sept-89 nov-90 janv-92 mars-93 Proportion des 18-25 ans dans la population adulte Figure 3.8 : Proportion de jeunes adultes 117

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Les variables de comportement Dans tous les pays, les études montrent que, dans 95% des accidents, les facteurs humains sont cause de tout ou partie de leur survenue. Les facteurs routiers quant à eux interviennent dans environ un quart des cas et les facteurs liés au véhicule à moins de 5%. Les principales erreurs humaines relèvent d'une vitesse excessive. Ainsi, la vitesse est responsable en grande partie des accidents mortels en France. D'autres erreurs reviennent également régulièrement: le refus de la priorité aux intersections, la proximité trop grande avec le véhicule qui précède, le dépassement non réglementaire et le manque de jugement quant à l'état de la route. L'altération du jugement à la suite de la consommation d'alcool est également un important facteur d'accident. Le comportement des conducteurs est fondamental en matière de sécurité routière. L occurrence d un accident et son degré de gravité résulte dans la majorité des cas d un comportement démesuré de la part du conducteur en terme notamment d excès de vitesse, de conduite sous l empire d un état alcoolique et du non port de la ceinture de sécurité (y compris des passagers). Dans cette section, on étudiera l évolution au niveau agrégé du taux de port de la ceinture de sécurité routière des passagers avant, de la vitesse moyenne effectivement réalisée sur l ensemble des réseaux routiers et de la consommation d alcool. On aurait pu se contenter d introduire des variables d intervention représentatives de l application des mesures réglementaires (limitations de vitesse, lutte contre l alcool au volant et port de la ceinture de sécurité routière), mais l application simple de ces actions possède certaines limites. En effet, l action réglementaire de prévention se fonde sur le principe de la dissuasion ; l efficacité de l action commandant un comportement repose sur la sévérité de la sanction prévue en cas d infraction. Les séries sur le taux de port de la ceinture de sécurité routière et sur la vitesse moyenne ont entièrement été reconstituée à partir de sondages réalisés par l Observatoire National Interministériel de Sécurité Routière. Ces données intègrent l efficacité des actions réglementaires de prévention, les actions mobilisatrices et incitatrices (campagnes d information), les actions policières mais aussi la sévérité des sanctions systématiques modélisant ce comportement. Taux de port de la ceinture de sécurité France entière Les effets les plus spectaculaires ont suivi l'introduction des ceintures de sécurité et des dispositifs de protection des enfants dans les voitures. L'emploi de ceintures de sécurité diminue le risque de mort ou de blessure grave d'environ 45%. La publicité a joué un rôle majeur dans 118

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE l'augmentation du taux de port de la ceinture mais elle doit être appuyée par la législation pour fournir son plein effet. En France, la ceinture est devenue obligatoire en 1979 à l'avant et en 1990 à l'arrière. Les systèmes pour enfants de moins de dix ans ont été imposés cette même année. Actuellement, les principaux pays développés ont des lois similaires. L Observatoire National Interministériel de Sécurité Routière réalise des sondages sur le taux de port de la ceinture de sécurité routière aux places avant des véhicules légers. Ce taux de ceinturés correspond au rapport entre le nombre d occupants ceinturés à l avant des véhicules sur le nombre total d occupants à l avant des véhicules. Dans ces enquêtes, les véhicules légers non équipés de la ceinture ne sont pas différenciés des autres. Ces sondages sont quadrimestrielles depuis 1972 et ponctuels avant cette date. Les enquêtes sont réalisées pour les différents catégories de réseau suivantes ; les autoroutes de liaison, les autoroutes de dégagement, les routes nationales et les chemins départementaux. Au niveau des agglomérations, une distinction est réalisée entre la région parisienne et les grandes villes de province. A partir de ces six séries, l objectif a été en premier lieu de reconstituer d une part,une série représentative du taux de port moyen de la ceinture de sécurité routière en milieu urbain et d autre part, une série représentative du taux de port moyen de la ceinture de sécurité routière en rase campagne. En second lieu, la reconstitution de la série sur le taux de port de moyen de la ceinture de sécurité routière au niveau national a été effectuée. Taux de port de la ceinture de sécurité en rase campagne La première difficulté a consisté à procéder à de nombreux calages pour ajuster le changement de mode de sondage intervenu en 1983. Les données observées avant cette date ont été corrigées. Pour les différents types de réseau, les données dont nous disposons depuis le début des enquêtes sont de périodicités différentes. Pour les autoroutes de liaison et de dégagement, les sondages débutent en avril 1974 et sont trimestrielles jusqu à janvier 1977 pour devenir quadrimestrielles depuis. Concernant les routes nationales et les chemins départementaux, les premiers relevés débutent en février 1972 et sont d abord annuelles jusqu'à 1974, puis semestrielles ou trimestrielles jusqu'à janvier 1975, pour devenir définitivement quadrimestrielles depuis pour les routes nationales et annuelles pour les chemins départementaux. Il est important de préciser que l on a supposé que les taux de port de la ceinture pour chaque type de réseaux sont quasiment nuls avant juillet 1968, ce qui constitue une hypothèse vraisemblable puisqu à cette époque le taux d équipement des véhicules légers en ceinture de sécurité étaient très proches de zéro. De plus, les données interpolées couvrant la période juillet 119

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 1968 à juillet 1972 sont à considérées avec prudence en raison de la pénurie d information avant 1972. L ensemble de ces séries ont fait l objet d un traitement informatique spécifique afin de reconstituer de nouvelles séries de périodicité mensuelle. La procédure EXPAND de SAS/ETS a été utilisée afin de réaliser des interpolations et de mensualiser les séries. Cette procédure est particulièrement bien adaptée à ce genre de traitements et permet de mensualiser une série quadrimestrielle. L algorithme d interpolation choisi est la méthode SPLINE, qui permet d ajuster la série par des morceaux de polynômes du troisième degré en conservant la continuité et la dérivabilité de la courbe ainsi obtenue. En outre, on a choisi de considérer que les données observées sont des données ponctuelles dans le temps («point-in-time») et que chaque valeur représente le milieu de l intervalle considéré. En conséquence, il existe un certain décalage entre la série quadrimestrielle d origine et la série finale mensualisée. Une série agrégée représentative du taux de port de la ceinture de sécurité routière en rase campagne a été estimée par pondération de ces différentes séries proportionnellement au kilométrage réalisé respectivement par les véhicules sur les autoroutes de liaison, de dégagement, sur les routes nationales et sur les chemins départementaux (équation 1) Trc ji, = r k r k. t r r ji, ji, où Tn j,i représente du taux de port moyen de la ceinture de sécurité routière en rase campagne au mois j de l année i, k r j,i correspond au nombre total de kilomètres effectués sur le réseau routier r durant le mois j de l année i et t r i,j équivaut au taux de port de la ceinture de sécurité routière mensualisé (estimée par sondage) sur le réseau routier r relatif au mois j de l année i. r ji, (1) Taux de port de la ceinture de sécurité en milieu urbain Concernant la région parisienne et les grandes villes de provinces, les enquêtes débutent en 1980. La périodicité de cette série varie jusqu'à 1993 ; de février 1980 à janvier 1988, la périodicité est principalement trimestrielle pour la région parisienne et semestrielle pour les villes de province et à partir de janvier 1998, les enquêtes sont définitivement quadrimestrielles. La procédure d interpolation et de rétropolation effectuée est identique aux réseaux de rase campagne. Afin de reconstituer une série agrégée représentative du taux de port de la 120

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE ceinture de sécurité routière en milieu urbain, une pondération a été effectuée avec 1/5 pour la région parisienne et 4/5 pour les grandes villes de province. D après la figure 3.9, on peut observer des valeurs quasi nulles jusqu à janvier 1972. A partir de cette date, on assiste, au préalable, à une augmentation du port de la ceinture en agglomération qui atteint la valeur de 63,52% en décembre 1979, puis on constate une tendance à la baisse jusqu à l année 1986 où l on se trouve sous un seuil de 25%. Cette période est suivie par une nouvelle tendance à la hausse où pics et creux s alternent. En décembre 1995, on retrouve un fort pourcentage de port de ceinture (76,4%). Cette hausse s explique par de nombreuses interventions du gouvernement en matière de sécurité routière. Taux de port de la ceinture de sécurité France entière La série représentant le taux de port de la ceinture de sécurité au niveau national a été reconstituée en pondérant les séries sur le taux de port de la ceinture en agglomération et en rase campagne proportionnellement au nombre de kilomètres effectués par les véhicules légers en rase campagne et en milieu urbain. La pondération est celle fournie par l enquête Transport INSEE 93-94 corrigée : part de la circulation rase campagne et agglomération des voitures particulières. Elle est de 27,1% pour l agglomération et de 72,9% pour la rase campagne. D autre part, en se basant sur le parcours mensuel total (tous véhicules routiers) effectué en rase campagne (obtenus en sommant les circulations effectives estimées sur autoroutes ; routes nationales et routes départementales : source SETRA) et du parcours total, représenté par le kilométrage total (voir chapitre 2), on émet l hypothèse que le parcours réalisé en milieu urbain est égal au kilométrage total défalqué du parcours en rase campagne. En conséquence, en supposant que l évolution de la circulation des voitures particulières en rase campagne et en milieu urbain est identique à l évolution de la circulation de l ensemble des véhicules routiers, la pondération des taux de port de la ceinture de sécurité routière en milieu urbain et en rase campagne est ainsi réalisée proportionnellement aux parcours respectifs réalisés par les voitures particulières. L évolution du taux de port de la ceinture de sécurité routière au niveau national ainsi estimée (figure 3.9). 121

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 110% 100% 90% 80% 70% Janvier/février 1978 Campagne nationale «Un petit clic vaut mieux qu un grand choc» 1 er août 1977 Installation obligatoire de ceintures à enrouleur aux places avant des voitures neuves 1 er octobre 1979 Obligation généralisée du port de la ceinture aux places avant. 1 er décembre 1990 Obligation du port de la ceinture aux places arrières des véhicules équipés. 60% 50% 40% 1 er juillet 1973 Port obligatoire de la ceinture aux places avant hors agglomération. 30% 20% 10% 0% 16 juillet 1975 Port obligatoire de la ceinture en agglomération de nuit et sur les voies rapides urbaines. 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 milieu urbain rase campagne France entière 1986 De nouvelles dispositions ont été prises pour augmenter le taux de port de la ceinture. Figure 3.9 : Taux de port de la ceinture de sécurité routière aux places avant des voitures particulières. C est en 1903 que Gustave Désiré Lebeau dépose un brevet relatif à des bretelles protectrices, mais ce n est qu à partir de 1970 que les voitures neuves ont l obligation d être équipées de la ceinture trois points aux places avant. Le système à enrouleur se généralise qu à partir de 1977. Sur la période 1970-1976, suite à l arrêté portant obligation à compter du 1 er juillet 1973 du port obligatoire de la ceinture hors agglomération aux places avant des véhicules équipés, on observe une progression importante du taux de port de la ceinture en rase campagne, passant de 1% en décembre 1970 à 73,5% en décembre 1976 (figure 3.9). Les campagnes nationales d information «Un petit clic vaut mieux qu un grand choc» (janvier/février 1978) et «ceinture attachée, visage protégé» (1979), suivi de l arrêté portant obligation généralisée du port de la ceinture en agglomération pour les usagers des places avant à compter du 1 er octobre 1979, a pour conséquence directe une hausse du taux de port de la ceinture de sécurité en agglomération de 8% en décembre 1975 à 63,5% en décembre 1979 et indirecte une hausse du port de la ceinture en rase campagne de 64,4% en décembre 1977 à 80,5% en décembre 1979. A partir de 1986, de nouvelles dispositions ont été prises en octobre 1986 en raison du faible niveau du taux de port de la ceinture, 22% en agglomération et 63% en rase campagne au début de l année 1986. 122

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Depuis cette période, le taux de port de la ceinture de sécurité ne cesse d augmenter (effet d apprentissage) pour atteindre 90% en rase campagne et 64% en agglomération en 1993. En outre, il est important de préciser que le plus fort taux de port de ceinture de sécurité s observe durant la période estivale où les contrôles sont les plus fréquents. En conséquence, on observe que l évolution de ces taux de port de la ceinture de sécurité en rase campagne et en milieu urbain intègrent les différentes mesures mises en vigueur, les actions incitatrices et mobilisatrices telles que les campagnes d information, ainsi que les contrôles de police. Vitesse moyenne estimée L Observatoire National Interministériel de Sécurité Routière (ONISR) effectue des sondages quadrimestriels ou bimestriels sur les différents réseaux routiers (autoroutes concédées et non concédées, les routes nationales deux voies et deux fois deux voies, les chemins départementaux) depuis 1972. Il est de plus important de préciser que la construction de cette variable a été possible en raison de l amélioration de la connaissance de la vitesse pratiquée en France, spécialement après la mise en place d un panel de points d observation des vitesses par «mesta» sur routes nationales et par «dractar» sur autoroutes en 1985 (Lassarre, 1991). On dispose notamment de statistiques détaillées par bimestre pour cinq catégories de véhicules (les véhicules légers, les poids lourds, les deux roues motorisées, les autres catégories et le total) dont ; la vitesse moyenne, la variance de la vitesse, les pourcentages de dépassement de la vitesse limite (+10km/h), les coefficients de disymétrie et d applatissement et le 85 ième percentile. La première difficulté a consisté à procéder à de nombreux calages pour ajuster les nombreux changements de mode de sondage. Les données observées sur l ensemble de la période ont ainsi été corrigées sur le dernier mode de sondage. La deuxième difficulté a résidé dans la mensualisation des données disponibles sur de périodicités très différentes, pour chaque type de réseau. La procédure EXPAND de SAS/ETS a été utilisée afin de réaliser des interpolations et de mensualiser les séries. L algorithme d interpolation choisi est la méthode SPLINE, qui permet d ajuster la série par des morceaux de polynômes du troisième degré en conservant la continuité et la dérivabilité de la courbe ainsi obtenue 123

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE L agrégation au niveau national des séries par type de réseau a été réalisée en pondérant par les circulations respectives de l ensemble des véhicules routiers par type de réseau routier (voir paragraphe sur les taux de port de ceinture de sécurité routière). La précision au niveau quadrimestrielle est estimée de l ordre de 1,5 à 2 kilomètres par heure. kilomètres par heure 88 86 Janvier/février 1978 Campagne nationale d information : «La vitesse, c est dépassé» 84 82 80 78 76 1973 Différentes mesures expérimentales et temporaires de limitation de vitesse. 9 novembre 1974 Application des limitations de la vitesse en rase campagne sur route sèche : - 90 km/h sur route - 110 km/h sur 2x2 voies - 130 km/h sur autoroutes 1991 Nouveau radar embarqué Sanctions pour dépassement de vitesse 57 58 59 60 62 63 64 65 67 68 69 70 72 73 74 75 77 78 79 80 82 83 84 85 87 88 89 90 92 93 Figure 3.10 : Evolution mensuelle de la vitesse moyenne estimée à partir des sondages réalisés par l ONISR. La vitesse moyenne sur l ensemble des réseaux routiers en France connaît d importantes fluctuations au fil des ans. Cette vitesse moyenne dépend d un grand nombre de facteurs, notamment de la course à la puissance de la part des constructeurs, laquelle devient un argument de vente. On constate que la mise en application des limitations de vitesse n a que peu d influence si elle n est pas accompagnée de contrôles de police et de sanctions importantes pour dépassement des vitesses maximum autorisées (1991). Sur l ensemble de la période considérée, la vitesse moyenne maximale atteinte a été observée vers la fin de l année 1986 avec 87 kilomètres par heure. 124

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE La consommation de vin L objectif était de débusquer une série historique sur une base mensuelle représentant l évolution de la consommation d alcool en France. Un grand nombre d organismes ont été contactés, notamment, l Institut de Recherche sur les boissons (IREB), la Fédération des importateurs de vins et spiritueux et le haut Comité de la Santé Publique, mais sans succès, il ne disposent d aucune statistiques dans ce domaine. Concernant l Association Nationale de Prévention de l Alcoolémie (ANPA) et Service d Etude de COnsommation, D Information et de la Publicité (SECODIP), plusieurs séries sont disponibles mais uniquement au niveau annuel ou de façon fragmentée ; la consommation de vin en litre, par habitant et par an (disponible de 1970 à 1994), le volume de vente par type de vin et par an, le taux d alcool pour la consommation à domicile en moyenne par ménage obtenu à partir d un panel de 4500 à 5000 ménages (disponible au niveau annuel depuis 1980 et au niveau mensuel depuis la fin des années 80). L unique série vraisemblablement existante est la consommation de vin taxée en métropole exprimée en milliers d hectolitres. Cette série est extraite du Bulletin Mensuel de Statistiques de l INSEE dans la rubrique intitulée «Abattage-collecte et consommation de céréales planifiables et de vin» sur la période 1950-1975 au niveau mensuel. Sur la période 1976-1993, la série est disponible dans le journal officiel. En conséquence, il est important d émettre l hypothèse que les variations de consommation de vin correspondent à celles de la population potentiellement susceptible de conduire une automobile. Cette hypothèse est forte mais aujourd hui une grande majorité de la population adulte possède une permis de conduire et utilisent leur voiture pratiquement tous les jours. En outre, cette consommation d alcool n est de loin pas exhaustive, en particulier la bière représente une consommation d alcool importante en France et particulièrement dans le Nord de la France. Toutefois, à défaut d information plus appropriée, cette série de part sa variabilité mensuelle peut retranscrire les fluctuations saisonnières de consommation d alcool. La consommation de vin taxée en métropole diminue graduellement à partir de la fin des années 70 et passe de 3900 milliers d hectolitres en décembre 1978 à 2904 milliers d hectolitres en décembre 1993 (figure 3.11). Le début de l année correspond à la plus faible consommation de vin et à l inverse la fin de l année équivaut à la plus forte consommation et particulièrement le mois de décembre en raison des périodes de festivités importantes. 125

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Lors de la spécification du modèle sur le kilométrage total comme celle des modèles sur les accidents et leur gravité, l intégration d une variable explicative de niveau entraîne un certain nombre de problème, notamment celui de la multicolinéarité. En conséquence, la solution est de transformer la variable de niveau en taux en la rapportant au nombre d adultes pour le modèle sur le kilométrage total et au kilométrage total pour les modèles sur le bilan routier. L objectif était d évaluer d une part l impact sur la demande routière d une variation de la consommation moyenne de vin par adulte et d autre part l impact sur le bilan routier d une variation de la consommation de vin par 1000 kilomètres parcourus en France. En 37 ans, on constate que la consommation de vin mensuelle moyenne par adulte a été divisé par deux, passant de 13,4 litres en moyenne par mois et par adulte en 1957 à 6,8 litres en 1993 (figure 3.12). Parallèlement, la consommation de vin mensuelle moyenne par 1000 kilomètres parcourus en France est passée de 82,3 litres à 7,3 représentant une diminution de - 91%. En effet, la consommation de vin taxée en métropole a été divisée par 1,4 sur l ensemble de la période considérée et alors que le kilométrage total a multiplié par 7,5. 3.2.4 La configuration du réseau national L infrastructure routière constitue après l usager de la route et le véhicule, le troisième élément du «système» de sécurité routière. Dans ce chapitre, on étudie principalement l ensemble des facteurs connus et disponibles liés au réseaux routiers. Les taux d'accidents constatés sur les différents types d'infrastructure sont variables. En effet, les infrastructures routières ont des caractéristiques diverses. Le réseau autoroutier se distingue des autres réseaux routiers entre autres, par la présence de séparations des flux de circulation et de grande distance de visibilité mais aussi par l'absence d'intersections, de virages et d'obstacles fixes et rigides (arbres). Le Livre blanc de la Sécurité routière estime que globalement: les évolutions du nombre de tués par kilomètre sur autoroutes et routes nationales sont parallèles (figure 3.13). 126

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 5500 5000 4500 4000 3500 3000 2500 2000 janv-57 mars-58 juin-59 sept-60 déc-61 mars-63 juin-64 sept-65 déc-66 mars-68 juin-69 sept-70 déc-71 mars-73 juin-74 sept-75 déc-76 mars-78 juin-79 sept-80 déc-81 mars-83 juin-84 sept-85 déc-86 mars-88 juin-89 milliers d'hectolitre sept-90 déc-91 mars-93 Figure 3.11 : Consommation de vin taxée en métropole. litres par adulte 16 14 12 10 8 6 4 2 0 janv-57 mars-58 mai-59 juil-60 sept-61 nov-62 janv-64 mars-65 mai-66 juil-67 sept-68 nov-69 janv-71 mars-72 mai-73 juil-74 sept-75 nov-76 janv-78 mars-79 mai-80 juil-81 sept-82 nov-83 janv-85 mars-86 mai-87 juil-88 sept-89 nov-90 janv-92 mars-93 140 120 100 80 60 40 20 0 litres par 1000 kilomètres parcorus Consommation de vin par adulte Consommation de vin par 1000 kilomètres parcourus Figure 3.12 : Consommation de vin taxée en métropole par adulte et par 1000 kilomètres parcourus en France. 127

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Nombre de tués pour 100 millions de kilomètres parcourus 14 12 10 8 6 4 2 0 1972 1973 1974 1975 1976 1977 Autoroutes Routes nationales 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 Figure 3.13 : Risque de mortalité sur autoroutes et sur routes nationales (DSCR, 1989). Le risque de mortalité sur autoroutes est ainsi divisé par deux en 17 ans (1975-1987). De plus, le risque, exprimé en nombre de tués par kilomètre parcouru, est quatre fois plus faible sur autoroute que sur les routes ordinaires 28. Au fil des années, le réseau routier français s est développé et a beaucoup évolué en termes de qualité, de géométrie et d environnement. En même temps, le parc des véhicules routiers a connu une forte croissance entraînant une demande autoroutière ou autre de plus en plus importante. Compte tenu de ce phénomène, on s est intéressé à identifier l impact du développement de l infrastructure routière en France sur le risque d accidents et sur leur niveau de gravité. Au lieu d introduire l évolution de la longueur totale des voies autoroutières et des routes nationales, on a préféré considéré la demande routière pour ces deux types de voies représentées par la circulation en nombre de véhicules-kilomètres. De plus à défaut de pouvoir recourir à une variable de niveau pour des raisons de multicolinéarité, on a introduit dans le modèle les variables représentatives de la part relative de la circulation sur autoroutes et sur routes nationales, sur l ensemble de la circulation routière France entière. 28 Source : Direction de la Sécurité et de la Circulation Routière (DSCR), Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 128

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 9000 8000 7000 millions de véhicules-kilomètres 6000 5000 4000 3000 2000 1000 0 janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Circulation sur l'ensemble des autoroutes de France Figure 3.14 : Nombre de kilomètres parcourus sur l ensemble des autoroutes de France (source SETRA). 20% 18% 16% 14% 12% 10% 8% 6% 4% 2% 0% janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Part de la circulation sur autoroutes Figure 3.15 : Part de la circulation sur autoroutes 129

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Part de la circulation sur autoroutes On dispose à partir de sondages effectués par le SETRA de la circulation en nombre de véhicules-kilomètres réalisée sur les autoroutes concédées et sur les autoroutes non concédées. Ces données sont disponibles sur une base mensuelle et sur la période allant de janvier 1970 à décembre 1993. On considère ainsi que la circulation sur l ensemble des autoroutes correspond à la circulation réalisée sur les autoroutes concédées additionnée à la circulation sur les autoroutes non concédées. Sur la période 1957-1969, on dispose du trafic exprimé en véhicules-kilomètres sur l ensemble des autoroutes sur une base annuelle. En se basant sur les variations saisonnières de la période janvier 1970 à décembre 1993, une mensualisation de la série sur la période 1957-1969 est réalisée à partir de la procédure EXPAND de SAS/ETS. La circulation sur l ensemble des autoroutes de France atteint plus de 76 milliards de véhicules-kilomètres en 1993 (figure 3.14). Elle connaît une croissance exponentielle en début de période et depuis 1970, elle a été multipliée par 7,5. Les variations saisonnières au début des années 70 sont plus prononcées qu aux début des années 90 atteignant les -30% en janvier et février et les +36% en juillet et août contre -20% en janvier et février au début des années 90. La période estivale (juillet et août) traduisent les forts pics de circulation sur les autoroutes de France. La circulation sur autoroutes rapportée au kilométrage total France entière 29 représente plus de 15% pour l année 1993 contre 5% pour l année 1970 (figure 3.15). Les fortes hausses constatées durant la période estivale sont toujours présentes, toutefois la variabilité mensuelle de la part de la circulation sur autoroutes est plus importante que celle de la circulation sur autoroutes. 29 Il correspond au kilométrage total estimé dans le chapitre 2. 130

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 9000 8000 7000 millions de véhicules-kilomètres 6000 5000 4000 3000 2000 1000 0 janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Circulation sur l'ensemble des routes nationales de France Figure 3.16 : Nombre de kilomètres parcourus sur l ensemble des routes nationales de France (source SETRA). 40% 35% 30% 25% 20% 15% 10% janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Part de la circulation sur routes nationales Figure 3.17 : Part de la circulation sur routes nationales de France. 131

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Part de la circulation sur routes nationales On dispose aussi à partir de sondages effectués par le SETRA du recensement de la circulation en nombre de véhicules-kilomètres réalisée sur les routes nationales. Ces données sont disponibles sur une base mensuelle et sur la période allant de janvier 1970 à décembre 1993. Sur la période 1957-1969, on dispose sur une base annuelle du trafic exprimé en véhicules-kilomètres sur l ensemble des routes nationales. La procédure de reconstitution de la série sur une base mensuelle est identique à celle utilisée pour les autoroutes. La circulation sur l ensemble des routes nationales de France atteint plus de 79,8 milliards de véhicules-kilomètres en 1993 (figure 3.16). Elle est passée de 17,3 à 46,6 milliards de véhicules-kilomètres entre 1957 et 1970 soit une multiplication par 2,7 en 14 années contre une multiplication par seulement 1,7 entre 1970 et 1993. Les variations saisonnières au début des années 70 sont plus prononcées qu aux début des années 90 atteignant les -25% en janvier et février et les +35% en juillet et août. De 1957 à 1993, la période estivale (juillet et août) se traduit par de forts pics de circulation sur les routes nationales de France avec une croissance de +35% au début des années 1970 contre une croissance de +22% au début des années 1990. La circulation sur routes nationales rapportée au kilométrage total France entière ne cesse de diminuer sur l ensemble de la période (figure 3.17). Elle représente près de 26,6% en 1957, 22,8% en 1970 et seulement 16,4% en 1993. Les fortes hausses constatées durant la période estivale sont toujours présentes, toutefois la période estivale au début des années 70 comprend les mois de juillet et août alors qu au début des années 90 elle inclut principalement le mois d août. De plus, la variabilité mensuelle de la part de la circulation sur routes nationales est plus importante que celle de la circulation sur routes nationales. 3.3 Les facteurs exogènes au système Dans la section 3.1, nous avons identifié les facteurs endogènes et exogènes influant sur le système de circulation routière. Après avoir analyser les facteurs endogènes, nous nous concentrons dans cette section sur la façon de spécifier les éléments exogènes. Nous distinguons les facteurs relatifs à l environnement économique ( 3.3.1), les actions réglementaires ( 3.3.2), les conditions climatiques ( 3.3.3) et enfin les perturbations transitoires ( 3.3.4). 3.3.1 L environnement économique 132

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE L environnement économique peut être perçu à travers certains indicateurs : les prix, le chômage et les motifs de déplacement des personnes et des marchandises. Les prix Toute variation de prix entraîne une prise de décision de la part du consommateur. En effet, tout consommateur est contraint par son budget et selon l ampleur de l impact de cette variation de prix sur son budget, le consommateur est obligé de faire un choix. Il peut choisir de diminuer sa consommation, ou de maintenir sa consommation tout en réduisant celle d un autre produit. Particulièrement, on s intéresse à évaluer l impact sur la demande routière d un changement de comportement de l usager du réseau routier face à une modification de prix du carburant ou du prix des autres transports de substitution. Par exemple, on peut supposer qu une hausse du prix du carburant diminue le nombre de kilomètres parcourus et/ou modifie le comportement du consommateur en terme de surconsommation (conduite plus souple, achat d un véhicule plus économe). Ainsi, les prix détiennent une place importante dans notre modèle. Prix réel du carburant par kilomètre parcouru par les voitures particulières en France Les usagers de la route effectuent un nombre plus ou moins important de kilomètres selon leur besoin. Les véhicules routiers consomment différents types de carburant, du supercarburant avec ou sans plomb, de l essence ordinaire ou du gasoil. La demande routière entraîne une demande de carburant. Ainsi, le niveau de demande de carburant dépend d un grand nombre de facteurs, en particulier du prix de ce bien, du nombre de kilomètres à effectuer et de la consommation unitaire du véhicule utilisé. Etant donné que la demande routière France entière est principalement réalisée par les voitures particulières et commerciales (représentant plus de 70% de la demande routière totale France entière) et que la contrainte budgétaire s applique essentiellement sur les ménages, on choisit d évaluer l impact du prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières. Prix nominal du carburant essence et prix nominal du carburant diesel en France : Dans cette perspective, la première démarche consiste à obtenir deux séries chronologiques mensuelles de l évolution du prix nominal du carburant essence et du prix nominal du carburant diesel représentant les prix moyens affichés à la pompe au niveau de la France. Les séries sur les prix moyens de l essence ordinaire, du supercarburant avec et sans plomb et du gasoil au niveau de la France sont disponibles de janvier 1957 à décembre 1993. Elles proviennent de deux sources différentes ; le Comité Professionnel Du Pétrole (C.P.D.P.) et 133

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE la Commission Economique Européenne (C.E.E.) et sont exprimées en Francs courants pour un litre. Le prix du carburant essence a été calculé en pondérant le prix de l ordinaire, du supercarburant avec plomb et sans plomb proportionnellement aux quantités consommées par l ensemble des véhicules routiers au niveau France entière. Les prix du carburant essence et diesel de l année 1957 à l année 1974 présente une relative stabilité (aux alentours de 1 franc pour l essence et de 0,69 franc pour le diesel). Une hausse importante est visible sur la période 1974-1985; en effet le prix du carburant essence passent de 1,23 francs à 5,80 francs et le prix du carburant diesel progresse de 1,04 francs à 4,60 francs (figure 3.18). Pour le reste de la période, nous observons des variations assez fortes autour de 5 francs le litre d essence et de 3,5 francs le litre de gasoil. On observe une baisse durant l année 1985, une forte hausse en mai 1989 (5,52 francs courants le litre d essence) et en octobre 1990 (5,92 francs courants le litre d essence et de 4,80 francs le litre de gasoil). Les prix des carburants essence et diesel connaissent les mêmes périodes de variation mais dans une amplitude différentes. 6 5 4 Francs constants par litre 3 2 1 0 jan-57 jan-58 jan-59 jan-60 jan-61 jan-62 jan-63 jan-64 jan-65 jan-66 jan-67 jan-68 jan-69 jan-70 jan-71 jan-72 jan-73 jan-74 jan-75 jan-76 jan-77 jan-78 jan-79 jan-80 jan-81 jan-82 jan-83 jan-84 jan-85 jan-86 jan-87 jan-88 jan-89 jan-90 jan-91 jan-92 jan-93 Prix nominal de l' essence en France Prix nominal du carburant 'diesel' en France Figure 3.18 : Prix nominaux des carburants en France. 134

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 1,00 0,90 0,80 0,70 0,60 0,50 0,40 0,30 0,20 0,10 0,00 jan-57 fév-58 mar-59 avr-60 mai-61 jun-62 jul-63 aoû-64 sep-65 oct-66 nov-67 déc-68 jan-70 fév-71 mar-72 avr-73 mai-74 jun-75 jul-76 aoû-77 sep-78 oct-79 nov-80 déc-81 jan-83 fév-84 mar-85 avr-86 mai-87 jun-88 jul-89 aoû-90 sep-91 oct-92 nov-93 Francs constants 56 par litre Prix réel de l'essence Prix réel du diesel Figure 3.19 : Prix réels des carburants en France. Prix réel du carburant essence et prix réel du carburant diesel en France Le prix du carburant exprimé en francs courants incorpore les variations résultant de l inflation. Il est important d enlever les effets liés à l inflation en exprimant les prix en francs constants afin d isoler l effet d une réelle augmentation de prix du carburant sur la demande routière. Les prix nominaux des carburants essence et diesel sont déflatés en prix réels à partir de l indice des prix à la consommation enregistré en France par l I.N.S.E.E.. En 37 années, le prix réel du carburant a diminué de 23% pour l essence et de 32% pour le diesel (figure 3.19). Suite à le première crise pétrolière, le prix réel du litre d essence s est fortement accru entre décembre 1973 et janvier 1974 de l ordre de +29,1%, passant ainsi de 0,59 à 0,73 francs constants (de décembre 1956). De même, le prix du litre de gasoil est passé de 0,38 à 0,47 francs constants (de décembre 1956) de janvier 1973 à janvier 1975 représentant un accroissement de +21,7%. Ce n est qu à partir du début de l année 1985 jusqu'à la fin de l année 1986 qu une forte diminution du prix du litre du carburant a apparue ; soit une décroissement de -27,4% pour l essence (évoluant de 0,80 à 0,58 francs constants) et -39,6% pour le gasoil (diminuant de 0,64 à 0,39 francs constants). La différence de prix entre le gasoil et l essence varie de 19% en janvier 1957 à près de 46,3% suite à la première crise pétrolière 135

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE (janvier 1974) pour atteindre les 33,6% en janvier 1993. Cet écart est imputable à la fiscalité indirecte (Taxe Intérieure sur les Produits Pétroliers). Prix pour un kilomètre parcouru par les voitures particulières à moteur essence et prix pour un kilomètre parcouru par les voitures particulières à moteur diesel Cependant, au cours des 37 années, l efficacité énergétique des véhicules routiers s est nettement améliorée. En effet, le coût moyen pour un usager de la route pour parcourir un kilomètre est réduit d autant plus que la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules routiers a diminué. De plus, pour les raisons que nous avons cité ci-dessus, nous avons choisi de déterminer uniquement l impact réel du prix par kilomètre parcouru par les voitures particulières sur la demande routière. Il est ainsi nécessaire de transformer le prix par litre de carburant par le prix par kilomètre parcouru par les voiture particulières à partir de la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières. La reconstitution de la série sur la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et diesel est exposée dans le chapitre 3 de la partie II et de manière encore En multipliant le prix réel pour un litre d essence et le prix pour un litre de gasoil par respectivement les consommations unitaires moyennes du parc des voitures particulières à moteur essence et diesel, nous obtenons les prix pour un kilomètre parcouru par les voitures particulières à moteur essence et diesel (figure 3.20). Afin d obtenir un prix unique par kilomètre représentatif des voitures particulières, on pondère les prix réels par kilomètre pour chaque type de carburant par respectivement les parcours France entière effectués par les voitures particulières à moteur essence et les voitures particulières à moteur diesel. Le prix réel obtenu correspond au prix moyen pour un kilomètre parcouru en voitures particulières exprimé en francs constants de décembre 1956 (figure 3.20). 136

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 0,09 0,09 0,08 0,08 0,07 0,07 0,06 0,06 0,05 0,05 0,04 jan-57 fév-58 mar-59 avr-60 mai-61 jun-62 jul-63 aoû-64 sep-65 oct-66 nov-67 déc-68 jan-70 fév-71 mar-72 avr-73 mai-74 jun-75 jul-76 aoû-77 sep-78 oct-79 nov-80 déc-81 jan-83 fév-84 mar-85 avr-86 mai-87 jun-88 jul-89 aoû-90 sep-91 oct-92 nov-93 Francs constants de décembre 1956 par kilomètre Prix réel du carburant par kilomètre parcour par les voitures particulières en France Figure 3.20 : Prix réel du carburant par kilomètre parcouru par les automobiles en France. La variable représentant l évolution du prix réel du carburant par kilomètre parcouru par les voitures particulières en France correspond à une des variables testées dans le modèle explicatif du kilométrage total France entière (figure 3.20). On constate que sur l ensemble de la période, le prix réel pour un kilomètre a baissé de plus de 33%, évoluant de 0,07 à 0,046 francs constants de décembre 1956 par kilomètre. Plus précisément, on observe que de janvier 1958 à septembre 1973, ce prix a baissé de 41%, en diminuant de 0,085 à 0,05 francs constants de décembre 1956 par kilomètre. Suite à le première crise pétrolière, le prix réel du carburant par kilomètre parcouru par les voitures particulières en France s est fortement accru entre septembre 1973 et février 1974 de l ordre de +43,6%, passant ainsi de 0,05 à 0,072 francs constants (de décembre 1956). Ce n est qu à partir du début de l année 1985 jusqu'à la fin de l année 1986 qu une forte diminution de ce prix est apparue ; soit une diminution de -32,8% avec une évolution de 0,075 en janvier 1985 à 0,051 francs constants de décembre 1956 par kilomètre en août 1986. En décembre 1993, le prix réel du carburant par kilomètre parcouru par les voitures particulières en France s élève à 0,046 francs constants de décembre 1956 par kilomètre, alors qu en décembre 1984, il se monte à 0,072 francs constants. Ce qui signifie que par rapport au mois de décembre 1984, l usager de la route conduisant une voiture particulière devait débourser 35% de plus en décembre 1993 pour parcourir la même distance soit un kilomètre. Si on observe l évolution du kilométrage effectué par les voitures particulières en France sur l ensemble de la période, on constate, suite à la diminution du prix réel du kilomètre, un 137

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE accroissement de la circulation des voitures particulières de l ordre de +4,3% au cours de l année 1986 contre +1,4% au cours de l année 1985 Indice de prix d une automobile La possession d un véhicule dépend du niveau de revenu du ménage et du prix moyen d une voiture particulière. De plus, le nombre de kilomètres parcourus dépend de l ancienneté du véhicule mais aussi du revenu du ménage. En conséquence, la possession d un véhicule neuf, lequel est considéré comme plus sécuritaire qu un véhicule de plus de 10 ans d âge (habitacle renforcé, système de freinage ABS et sacs gonflables aux places avant), incite l usager à augmenter le nombre de kilomètres parcours et conjointement (phénomène de rétroaction) à accroître sa vitesse moyenne, ce qui se traduit par une prise de risque plus importante. Etant donné que les consommateurs consacrent une part croissante de leur revenu dans le budget réservé à la voiture, on a tenu à identifier l impact direct sur la demande routière d un accroissement du prix d une automobile, «toutes choses égales par ailleurs». L INSEE 30 définit un indicateur qui évalue, sur une base mensuelle, l évolution du prix d une automobile en France en base 100 en 1970. Cet indice de prix des automobiles 31 compare les prix des voitures de caractéristiques techniques semblables afin de ne pas tenir compte des augmentations de prix consécutives à des améliorations de l équipement et de la qualité. Pour retrouver l évolution des prix réels, cet indice a été corrigé par l indice général des prix à la consommation (figure 3.21). 30 31 Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (Ministère des Finances) Sources : BMS (Bulletin Mensuel de Statistique) et Annuaire rétrospectif de la France. Avant 1988, les séries sont référencées dans la Banque de Données Macro-économiques (BDM). Après 1990, les séries sont référencées dans la classification par fonction de consommation du BMS. 138

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 600 500 400 300 200 100 0 janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Indice de prix d'une automobile (base 100 en 1970) Figure 3.21 : Indice de prix d une automobile en France en base 100 en 1970. 700 600 500 Base 100 en janvier 1970 400 300 200 100 0 jan-56 fév-57 mar-58 avr-59 mai-60 jun-61 jul-62 aoû-63 sep-64 oct-65 nov-66 déc-67 jan-69 fév-70 mar-71 avr-72 mai-73 jun-74 jul-75 aoû-76 sep-77 oct-78 nov-79 déc-80 jan-82 fév-83 mar-84 avr-85 mai-86 jun-87 jul-88 aoû-89 sep-90 oct-91 nov-92 déc-93 Indice de prix du transport en commun Indice de prix du transport ferroviaire Figure 3.22 : Indices de prix des transports en commun et des transports ferroviaires. Les prix réels des voitures ont progressé après leur libéralisation en 1985. Ces augmentations de prix ont contribué au rétablissement de la situation financière des 139

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE constructeurs à partir de 1986. Entre 1987 et 1992, on constate des baisses successives du taux de TVA sur les voitures neuves, de 33,3% à 18,6%, consécutives à la politique d harmonisation des fiscalités européenne. La conséquence directe de cette diminution de la fiscalité est une réduction des prix réels des voitures neuves ; ainsi en 1990, on retrouve le niveau de prix atteint en 1985. Indice de prix des transports ferroviaires et indice de prix des transports en communs urbains On constate que le prix réel du carburant par kilomètre parcouru par les voitures particulières en France influence le niveau de demande routière. A présent, on analyse le prix des transports de substitution, à savoir le transport ferroviaire de voyageur et le transport en commun. On s intéresse à ces deux variables car le nombre de kilomètres effectués par les ménages, soit en majorité en voitures particulières, est d une certaine manière en concurrence avec le transport ferroviaire pour les longues distances et avec le transport en commun pour la circulation en milieu urbain. Le critère de choix des consommateurs étant essentiellement le prix en raison de leur contrainte budgétaire, on a identifié comme variable expliquant le kilométrage total, les variations de prix des transports ferroviaires et des transports en communs urbains. Les séries chronologiques mensuelles sur les évolutions des indices de prix des transports ferroviaires et des transports en communs urbains sont tirées du bulletin mensuel statistique de l INSEE et couvrent la période janvier 1963- décembre 1993. L indice de prix des transports ferroviaires est disponible mensuellement sur la France entière depuis janvier 1963, où trois changements de base en 1970, 1980 et 1990 ont été effectués pour rendre la série homogène sur l ensemble de la période étudiée. L indice des prix à la consommation des transports en communs urbains sont disponibles sur une base mensuelle entre 1966 et 1993. De 1963 à 1965, à partir des indices de prix des transports publics et des transports ferroviaires et des pondérations de l I.N.S.E.E. 32, une approximation de l indice de prix des transports en communs urbains est réalisé. 32 9 8 2 ITransports publics = ITransports urbains + ITransports ferroviaires + IAutres Transports 19 19 19 140

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 700 600 500 400 300 200 100 0 jan-56 fév-57 mar-58 avr-59 mai-60 jun-61 jul-62 aoû-63 sep-64 oct-65 nov-66 déc-67 jan-69 fév-70 mar-71 avr-72 mai-73 jun-74 jul-75 aoû-76 sep-77 oct-78 nov-79 déc-80 jan-82 fév-83 mar-84 avr-85 mai-86 jun-87 jul-88 aoû-89 sep-90 oct-91 nov-92 déc-93 Base 100 en janvier 1970 Indice de prix du transport en commun Indice de prix du transport ferroviaire Figure 3.22 : Indices de prix des transports en commun et des transports ferroviaires. millions 3,5 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 10% 9% 8% 7% 6% 5% 4% 3% 2% 1% 0,0 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 0% Nombre total de demandeurs d'emploi Proportion de demandeurs d'emploi Figure 3.23 : Nombre de demandeurs d emploi en fin de mois et la proportion de ce nombre de demandeurs par adulte. 141

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE De même que pour la série sur l indice de prix des transports ferroviaires, trois changements de base en 1970, 1980 et 1990 ont été effectués. Les deux séries chronologiques mensuelles sont exprimées en base 100 en 1970. Sur la période janvier 1957 à décembre 1962, les deux séries sont complétées par l indice de prix des transports publics calculé pour la région parisienne. Sur la période 1957-1980, les évolutions des deux indices de prix sont relativement similaires avec une croissance exponentielle (figure 3.22). On constate entre janvier 1957 et janvier 1970 un accroissement de l ordre de +50%. A partir des années 80, l indice de prix du transport ferroviaire a augmenté de +175% contre +125% pour le transport en commun entre décembre 1979 et décembre 1993. Le chômage L objectif est d identifier, à travers ce facteur, si le contexte social des usagers de la route peut avoir une influence sur leur comportement, notamment en termes de demande routière et en termes d accidents de la route et de leur gravité. Nombre de demandeurs d'emploi / 100 adultes A défaut d une série sur le nombre mensuel exact de chômeurs en France, on a opté pour la variable représentant la somme du nombre de demande d emploi non satisfaite en fin de mois concernant les femmes et celui concernant les hommes. Cette variable correspond aux demandes déposées par les personnes sans emploi immédiatement disponibles et à la recherche d un emploi durable et à plein temps. Jusqu à 1964, ces données n incluent pas les rapatriés d Afrique du Nord. On observe une progression graduelle du nombre de demandeurs d emploi en fin de mois. A partir de 1974, cette tendance s accentue et passe 0,46 million d individus en décembre 1973, pour ensuite augmenter jusqu à 3,4 millions en décembre 1993 (figure 3.23). La proportion de demandeurs d emploi en fin de mois par adulte suite pratiquement la même évolution et passe de 1,25% en décembre 1973 à 7,73% en décembre 1993, ce qui représente un accroissement de +519% en vingt ans de cette proportion contre une hausse +638% du nombre effectif de demandeurs d emploi durant la même période. La période de septembre à février correspond à la période où le nombre de demandeurs d emploi est le plus élevé. A partir du mois de avril ou de mai et particulièrement durant la période estivale, on observe une diminution de ce nombre de demandeurs. Les motifs de déplacements 142

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE L objectif de cette section consiste à identifier les principaux motifs de déplacements des personnes et des marchandises et d en évaluer l impact sur la demande routière et sur le bilan routier. Parmi l ensemble des motifs de déplacements des personnes, on en a retenu trois principaux ; les déplacements domicile-travail, les déplacements destinés au «shopping», et les déplacements occasionnés par les vacances. Dans les motifs de déplacements de marchandises, on a distingué les motifs relatifs à l activité industrielle concernant le Bâtiment et les Travaux Publics et l activité industrielle totale à l exception du bâtiment et des travaux publics, de l énergie et de la construction automobile. Dans le modèle explicatif de la demande routière, comme dans les modèles explicatifs des accidents, de leur gravité, on a constaté une très forte multicolinéarité entre le kilométrage total et les différents motifs de déplacements. Concernant le modèle sur le kilométrage total, parmi l ensemble des motifs de déplacements, on en a choisi un qui sera considéré comme un élément de base. Ainsi, chaque motif de déplacements est analysé par rapport à l emploi, le motifs de déplacements domicile-travail étant choisi comme repère. De cette façon, le modèle permet de mettre en évidence l impact relatif des motifs de déplacements sur l évolution du kilométrage total en France. Dans les modèles explicatifs des accidents, de leur gravité, on a opté pour rapporter chaque motif par rapport au kilométrage total afin de convertir les variables de niveau en variable de part. Les motifs de déplacements sont ainsi exprimés en importance relative par rapport au kilométrage total. En conséquence, le modèle permet, toutes choses étant égales par ailleurs, donc à kilométrage donné, d identifier dans la mesure du possible les motifs de déplacements des personnes et des marchandises (leur importance relative dans le kilométrage total) occasionnant le plus de risque. Cette procédure de rapporter une variable de niveau par rapport à une variable de référence permet de réduire considérablement la multicolinéarité. Toutefois, il est important de préciser qu étant donné la différence de construction de la part relative des motifs de déplacements - par rapport à l emploi dans le modèle du kilométrage et par rapport au kilométrage total dans le modèle des accidents et de leur gravité - il est impossible de mettre d identifier l impact indirect de ces facteurs sur les accidents et leur gravité par l intermédiaire du kilométrage total. Les motifs de déplacements des personnes 143

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Parmi l ensemble des motifs de déplacements des personnes, on en a retenu trois principaux ; les déplacements domicile-travail, les déplacements destinés au «shopping», et les déplacements occasionnés par les vacances. Présentés dans cet ordre, chacun de ces motifs ainsi que leur procédure de construction sont exposés précisément. Sur l ensemble de la période considérée, l importance des loisirs dans la société française a beaucoup évolué, aussi on espérait identifier l impact sur le kilométrage, sur les accidents et leur gravité des déplacements occasionnés par les loisirs. Toutefois, l absence de données suffisamment représentatives de ce phénomène et sur une période aussi longue, ne nous a permis d intégrer cette variable dans le modèle TAG. Domicile - travail Le terme «domicile - travail» englobe tous les déplacements sur le territoire français occasionnés par l ensemble de la population active se rendant à de leur domicile à leur lieu de travail ou inversement, ainsi que les déplacements effectués pendant le travail (déplacements effectués avec un véhicule pour le compte de l employeur pendant les heures de travail) encore appelés les déplacements professionnels. L ensemble de ces déplacements constitue dans le cas de la France, un phénomène d ampleur indiscutable. Or ces motifs de déplacements occasionnent chaque année des dizaines de milliers d accidents. C est pourquoi, il est important de pouvoir évaluer dans quelle mesure les déplacements «domicile - travail» et professionnels affectent, à kilométrage donné et «toutes choses étant égales par ailleurs» directement le bilan routier, et indirectement à travers le kilométrage. Les usagers de la route effectuant des déplacements de leur domicile à leur lieu de travail ainsi que des déplacements professionnels sont obligatoirement les personnes possédant un emploi. Il est entendu que tous les travailleurs n effectuent pas de déplacements professionnels et n utilisent évidemment pas leur voiture particulière pour se rendre à leur travail, certains optent pour les transports en commun ou pour la bicyclette et d autres privilégient la voiture ou le deux-roues motorisé. Toutefois, on considère qu une grande majorité de travailleurs utilisent un véhicule motorisé comme moyen de transport. En conséquence, la variable qui représenterait au mieux ce facteur traduisant le motif de déplacements domicile-travail est certainement la population active. Néanmoins, aussi curieux que cela puisse paraître, il est impossible de connaître le niveau de la population active mois par mois. Or, le taux de chômage équivalant au ratio du nombre de chômeurs sur la population active est publié tous les mois par l INSEE (le montant mensuel de la population active reste 144

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE confidentiel). La série sur la population active sur une base trimestrielle depuis 1946, est tirée en grande partie des comptes trimestriels de la nation et correspond à la somme des effectifs salariés dans les secteurs industriels, des effectifs salariés dans les secteurs non industriels, non financiers et des demandes d emploi en fin de mois 33. Seulement, cette série exclut toutes les personnes qui travaillent en tant que profession libérale, dans l administration et dans l agriculture. L évaluation de la population active totale existe et est estimée uniquement sur une base annuelle. Une mensualisation de cette série serait envisageable, en faisant abstraction des effets saisonniers, seulement ces derniers sont fondamentaux. Des interpolations ont été effectuées afin de déterminer les valeurs mensuelles à partir des données trimestrielles en utilisant la procédure EXPAND de SAS/ETS 34. La figure 3.24 renseigne sur l historique de la population active au cours de 444 mois ou observations. En 37 années, la population active a connu une croissance de +23,9%, passant ainsi de 20 millions en janvier 1957 à 24,8 millions en décembre 1993. On assiste à une relative stabilisation de l emploi durant les cinq premières années (février 1963), puis à une croissance de l ordre de +7,3% en moyenne par mois sur la période allant mars 1963 à septembre 1982. La crise économique du début des années 80 entraîne une phase de stagnation voire de légère baisse de l emploi (de septembre 1982 à septembre 1983), suivi d une nouvelle période croissance bien plus faible que la précédente de l ordre de +3,3% en moyenne par an (de septembre 1983 à décembre 1993). Dans l objectif de mettre en évidence les variations mensuelles du marché de l emploi sur l ensemble de la période, on a reconstitué un indice de l emploi en base 100 en janvier 1957 auquel on inclut la variation mensuelle de la manière suivante : I P j = I P ( j+ 1, i) ( j, i) P( j, i) Pi / 12 ( + 1, i) + 1 où I (j,i) représente la valeur de l indice de l emploi (en base 100 en janvier 1957) au mois j de l année i, P j,i correspond au montant de la population active au mois j de l année i. L indice de l emploi ainsi calculé est représenté dans la figure 3.25. Le marché du travail se caractérise par de relatives variations saisonnières. En moyenne, chaque année, les deux premiers trimestres correspondent aux mois où la situation de l emploi ( ji, ) (2) 33 34 Leur code dans la nomenclature actuelle (TRACT) des Comptes Nationaux Trimestriels sont respectivement EFM_V011, EFM_V031 et DEFM. L algorithme d interpolation choisi est la méthode SPLINE, laquelle permet d ajuster la série par des morceaux de polynômes du troisième degré en conservant la continuité et la dérivabilité de la courbe ainsi obtenue. 145

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE est à son minimum et c est à partir du mois de juillet que l emploi reprend. On constate donc que l indice de l emploi progresse d une valeur minimale de 99,03 en décembre 1958 à une valeur maximale de 124,12 en décembre 1993. L écart entre ces deux extrêmes s élève à 25,06%. Etant donné que nous avons introduit au modèle un motif de déplacements occasionnés par les vacances, (voire paragraphe intitulé «Vacances» ci-après), il a été nécessaire de corriger la série sur l indice de l emploi des journées de vacances. Tous les mois sont enregistrés les jours de vacances pris en moyenne par les salariés. En conséquence, l indice de l emploi a été modifié proportionnellement au nombre de jours de travail effectif dans le mois par rapport au nombre de jours ouvrables (voire paragraphe intitulé «Vacances» ci-après). En d autres termes, la correction suivante est effectuée : Jv( ji, ) Jo( ji, ) I' ( ji, ) = I ( ji, ) Jo ( ji, ) (3) où I (j,i) correspond à la valeur de l indice de l emploi corrigé des jours de vacances au mois j de l année i, Jv (j,i) représente le nombre de jours de vacances dans le mois j de l année i et Jo (j,i) équivaut au nombre de jours ouvrables dans le même mois de la même année. Trois phases caractéristiques de l évolution des habitudes des travailleurs face aux vacances (figure 3.26). Sur la période 1957-1970, les principales vacances étaient concentrées durant le mois de juillet et août (fort pic vers le bas), puis progressivement jusqu à 1978, on constate un deuxième pic vers le bas d amplitude inférieure mais croissante au fur et à mesure des années, représentant le mois d avril. Enfin, progressivement, on observe un changement de comportement sur le plan des habitudes des travailleurs, lesquels étalent progressivement leurs périodes de vacances sur l ensemble de l année, en diminuant les jours de vacances en été (juillet et août) et en les répartissant à Pâques (avril) et à Noël (décembre). 146

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 25000 24000 23000 22000 21000 20000 19000 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 milliers Population active Figure 3.24 : Population active 125 120 115 110 105 100 95 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 Indice de l'emploi Figure 3.25 : Indice de l emploi. 147

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Dans le modèle sur le kilométrage total, le motif de déplacements intitulé «domicile - travail» est représenté par l indice de l emploi corrigé des vacances. Par contre, dans le modèle sur les accidents et leur gravité, cet indice est rapporté au kilométrage total afin de contrer le problème de multicolinéarité. De ce fait, l indice final des motifs de déplacements «domicile - travail», est représenté par l indice de l emploi corrigé des vacances par 1 milliard de kilomètres effectués en France. L indice de l emploi (excluant les vacances) par 1 milliard de kilomètres parcourus en France ne cesse de décroître sur l ensemble de la période, passant en moyenne annuelle de 15,5 à 2,6, soit une diminution de l ordre de -83% (figure 3.27). De plus, on constate que les variations mensuelles par rapport à la moyenne ont été réduite de moitié. «Shopping» Le terme «shopping» englobe tous les déplacements sur le territoire français occasionnés par les achats de biens de consommation par l ensemble de la population. Ces biens de consommation incluent, entre autres, les produits alimentaires, l habillement, les biens d équipement des ménages. La question est d identifier dans quelle mesure les activités liées au «shopping» des ménages affectent le kilométrage total, de plus à kilométrage donné et «toutes choses étant égales par ailleurs», dans quelle proportion ces activités influencent le nombre d accidents et leur niveau de gravité? La variable disponible sur une base mensuelle et sur une longue période, représentant au mieux le motif de déplacement intitulé «shopping», est certainement la consommation des ménages en produits manufacturés, exprimée en francs constants. Selon le Système élargi de la comptabilité nationale, la consommation finale des ménages représente la valeur des biens et services, marchands et non marchands, utilisés pour la satisfaction directe des besoins humains «individuels». Ceux-ci sont explicitement distingués des besoins humains «individualisables ou collectifs» qui sont regroupés dans la consommation finale de services non marchands par les administrations publiques et privées. 148

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 120 100 80 60 40 20 janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Indice de l'emploi corrigé des vacances Figure 3.26 : Indice de l emploi corrigé des vacances 25 Indice par 1 milliard de kilomètres parcourus 20 15 10 5 0 janv-57 févr-58 mars-59 avr-60 mai-61 juin-62 juil-63 août-64 sept-65 oct-66 nov-67 déc-68 janv-70 févr-71 mars-72 avr-73 mai-74 juin-75 juil-76 août-77 sept-78 oct-79 nov-80 déc-81 janv-83 févr-84 mars-85 avr-86 mai-87 juin-88 juil-89 août-90 sept-91 oct-92 nov-93 Indice de l'emploi corrigé des vacances par 1 milliard de kilomètres parcourus en France Figure 3.27 : Indice de l emploi corrigé des vacances par 1 milliards de kilomètres parcourus en France. 149

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Sur la période 1970-1996, l INSEE estime une série représentant la consommation des ménages en produits manufacturés exprimée en francs constants 1980. Cette série est évaluée sur une base mensuelle. Avant 1970, il nous a fallu reconstituer la consommation des ménages en produits manufacturés en se basant sur la définition établie par l INSEE après 1970. En conséquence, en totalisant la consommation des ménages en biens intermédiaires, en biens d équipements professionnels, en biens d équipements ménagés, en automobiles, en bien de transports terrestres et en biens de consommation courante, chacune de ces données ne sont disponibles que sur une base trimestrielle et sont exprimées en francs constants 1970 35. De plus, une partie des achats des ménages est effectuée auprès du commerce essentiellement de détail. On peut ainsi rapprocher le chiffre d affaires des commerçants de la consommation des ménages telle qu elle vient d être définie. Ce rapprochement ne porte en fait que sur la partie dite «commercialisable» des achats des ménages, celle susceptible de transiter par un commerçant. Les statistiques de chiffres d affaires apportent des informations détaillées, par le croisement de plusieurs critères : en particulier ceux décrivant le système de distribution (commerce spécialisé ou non, types de commerces tels qu hypermarché, magasin populaire,...). Les deux séries reconstituées sont en base 100 en 1980 pour la série s étalant de janvier 1970 à décembre 1993 et en base 100 en 1970 pour la série reconstituée et disponible sur une base trimestrielle avant 1970. Il a donc été nécessaire dans un premier temps de mensualiser la série trimestrielle sur la période 1956-1970 36, et dans un deuxième temps d homogénéiser les deux séries sur une même base 100 en 1980. Tous les dix ans, les statisticiens de l INSEE font une révision approfondie des méthodes et des évaluations de la comptabilité nationale : dans ce cas, cette rénovation constitue une nouvelle base. Ainsi les changements de base s accompagnent quelquefois de révisions des concepts ou des nomenclatures. Dans ce cas, ils effectuent des travaux de rétropolations avec leur changements de base et fournissent des coefficients de corrections? En conséquence, le principe général de raccordement des séries est le suivant : Soit un agrégat dont les évaluations dans les différentes bases sont X 56, X 63, X 70 et X 80. La série longue homogène est évaluée de la manière suivante : X 80 de 1970 :1 à 1993 :12 35 36 Les codes respectifs des groupes de produits selon l INSEE, sont P31U048, P31U5A8, P31U5Bo, P31U5C8 et P31U068. En utilisant la procédure EXPAND de SAS/ETS avec l algorithme d interpolation intitulé SPLINE 150

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE X 70 a de 1963 :1 à 1969 :12 X 63 a b de 1959 :1 à 1962 :12 X 56 a b c de 1946 :1 à 1958 :12 où a est le coefficient de la régression de X 80 sur X 70 pour la période 1971 :1 à 1975 :12 b est le coefficient de la régression de X 70 sur X 63 pour la période 1963 :1 à 1967 :12 c est le coefficient de la régression de X 63 sur X 56 pour la période 1959 :1 à 1962 :12 En outre, afin d éviter de cumuler les effets d autres facteurs déjà retenus dans le modèle, à savoir le parc des voitures particulières, on a extrait de la consommation des ménages en produits manufacturés, la partie se rapportant aux achats de voitures particulières neuves. 12000 11000 10000 9000 8000 7000 6000 5000 4000 3000 2000 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 Francs constants (décembre 1956) Consommation des ménages en produits manufacturés Figure 3.28 : Consommation des ménages en produits manufacturés La croissance de la consommation des ménages en produits manufacturés, exprimée en francs décembre 56, est relativement constante au fil des ans et est de l ordre de +473% sur la période 1957-1993. Cette progression comporte des phases de stagnation voire même de diminution traduisant les périodes de crise économique (notamment le début des années 80 et des années 90). De plus, il ressort que cette série représentative des motifs de déplacements occasionnés par le «shopping» se caractérise par des effets saisonniers avec une baisse de la consommation 151

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE en début d année civile et une hausse non négligeable à la rentrée scolaire (mois de septembre) et dans une moindre mesure dans la période de Noël. Il est important de préciser que cette série ne tient pas compte des déplacements effectivement réalisés par les ménages en vue de faire du «shopping», notamment elle ne rend pas compte de l évolution du comportement des consommateurs en terme de rapport entre la fréquence de ces déplacements et le nombre de francs réellement consommés. En d autres termes, les ménages aujourd hui se déplacement comparativement plus pour dépenser un franc qu il y a 37 ans. Afin d enrayer le problème de multicolinéarité, la variable représentative de la consommation des ménages en produits manufacturés (à l exclusion des voitures particulières neuves), est rapportée dans le modèle sur le kilométrage total, à l indice de l emploi corrigé des vacances et dans le modèle sur les accidents et leur gravité, au nombre de kilomètres totaux parcourus en France. L évolution de la variable telle qu elle est introduite dans le modèle sur le kilométrage traduit la consommation en produits manufacturés des ménages (représentative du «shopping») par emploi. On constate de fortes amplitudes mensuelles (figure 3.29). De plus, tout au long des 444 observations, on observe de forts pics vers le haut représentant la période estivale (juillet et août) et progressivement au fil des ans le mois de décembre connaît aussi une forte hausse de ce facteur. La variable finale traduisant le motif de déplacement reliés au «shopping» et représentée par la consommation des ménages en produits manufacturés par 1 milliard de kilomètres effectués en France, ne cesse de diminuer de 1957 à 1993. Ce ratio est passé en moyenne annuelle de 450 à 263 en 37 années (figure 3.30). Si on suppose que les consommateurs parcourent en 1993 la même distance qu il y 37 années, soit en 1957, on constate alors que la fréquence des déplacements destinés au «shopping» pour chaque kilomètres parcourus en France a diminué de -41,5%. 152

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 200 180 160 140 120 100 80 60 40 20 0 janv-57 mai-58 sept-59 janv-61 mai-62 sept-63 janv-65 mai-66 sept-67 janv-69 mai-70 sept-71 janv-73 mai-74 sept-75 janv-77 mai-78 sept-79 janv-81 Francs constants (décembre 56) / emploi mai-82 sept-83 janv-85 mai-86 sept-87 janv-89 mai-90 sept-91 janv-93 Consommation des ménages en produits manufacturés / emploi Figure 3.29 : Consommation des ménages en produits manufacturés par emploi Francs constants (déc 56) par 1 milliard de kilomètres 750 650 550 450 350 250 150 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 Consommation des ménages en produits manufacturés par un milliard de kilomètres effectués en France Figure 3.30 : Consommation des ménages en produits manufacturés par 1 milliard de kilomètres parcourus en France. 153

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Vacances Chaque salarié bénéficie chaque année, d un nombre officiel de jours de vacances. Le nombre de jours de vacances et la répartition de ces jours sur l année ont évolué au fil des ans. L étalement des vacances tout au long de l année entre progressivement dans les moeurs. Aussi l intérêt d un modèle sur une base mensuelle est de pouvoir prendre en considération ces variations saisonnières. De plus, les nombreux déplacements engendrés par les vacances sont la cause de beaucoup d accidents, souvent fort sérieux. On a choisi de représenter le motif de déplacements occasionnés par les vacances, par le nombre jours de vacances pris par l ensemble des salariés français pour chaque mois de l année. Cependant, le nombre moyen de jours de vacances au niveau mensuel n est estimé ni par l INSEE, ni par le Ministère du Tourisme. En conséquence, afin de reconstituer cette série, nous nous sommes basés sur quatre séries extraites de l annuaire statistique du tourisme : le taux mensuel de départ en vacances d été, le taux mensuel de départ en vacances d hiver, la durée moyenne des vacances d été ainsi que la durée moyenne des vacances d hiver. En premier lieu, on a reconstitué deux séries représentatives du nombre moyen de jours de vacances d hiver (du 1 er octobre au 30 avril) et d été (du 1 er mai au 30 septembre) sur la période 1951-1993. Le nombre moyen de jours de vacances d été par personne (partie en vacances) est calculé au niveau annuel et sur la période s étalant du 1 er mai au 30 septembre. Cette donnée est évaluée pour chaque catégorie socioprofessionnelle, où une pondération est réalisée proportionnellement au nombre respectif de salariés. Selon une méthodologie identique, on a reconstitué le nombre moyen de jours de vacances d hiver par personne partie s étalant du 1 er octobre au 30 avril. On obtient ainsi le nombre moyen de jours de vacances d été par personne partie pour l ensemble des salariés. Cette série a pu être reconstituée de 1970 à 1993. Des données ponctuelles sont disponibles pour les années 1951, 1961 et 1965. Le nombre moyen de jours de vacances d hiver est disponible sur la période 1974-1993, et ponctuellement en 1951 et 1961. En conséquence, des interpolations linéaires ont ainsi été réalisées afin de reconstituer des séries homogènes sur le nombre moyen de jours de vacances d hiver et d été sur la période 1951-1993. En second lieu, l objectif a été de répartir au niveau mensuel le nombre moyen de jours de vacances d été et d hiver par personne correspondant respectivement à la période du 1 er mai au 30 septembre et du 1 er octobre au 30 avril en se basant sur les dates de départ en vacances. En conséquence, en regroupant les taux de départ en vacances où la saison est éclatée en période de quinze jours, on a reconstitué les taux mensuels de départs en vacances d été d une part, et d hiver d autre part. La série sur les taux de départ en vacances d été est disponible pour l année 154

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 1951 et sur la période 1961-1993. Les données manquantes ont été estimées par interpolation linéaire puis corrigées en se basant sur les dates des vacances scolaires. De la même façon, la série sur les taux de départ en vacances d hiver n étant disponibles que pour les années 1951 et 1961 et sur la période 1972-1993, la reconstitution de la série sur la période 1961-1972 est obtenue par interpolation linéaire et sur la période 1951-1961, étant donné la valeur nulle de ce taux pour l année 1951, on a complété la série en effectuant une interpolation parabolique. En conséquence, le nombre mensuel moyen de jours de vacances est évalué en effectuant le produit du taux de départ en vacances un mois donné par le nombre moyen de jours de vacances en saison d hiver ou d été correspondante. V V = τ. d e ; ji, ji, ei ; = τ. d h ; ji, ji, hi ; (4) où V et V e; j, i h; j, i représentent respectivement le nombre moyen de jours de vacances d été et d hiver par personne partie au cours du mois j de l année i, τ j,i correspond au taux de départ en vacances au cours du mois j de l année i et d e et d h symbolisent respectivement la durée moyenne des vacances d été (s étalant de 1 er mai au 30 septembre) de l année i et la durée moyenne des vacances d hiver (s étalant du 1 er octobre au 30 avril) de l année i. Il est important de préciser que les taux de départ en vacances et les durées moyennes de ces vacances sont calculés pour des séjours de plus de quatre jours et ne sont ainsi pas confondus avec des départs en week-ends même dans le cas où ils sont prolongés par des jours fériés. Ce phénomène de départs et retour de week-end de trois en quatre jours en raison des jours fériés est étudié dans le thème des variables de temporalité ou encore appelées les variables calendaires. Tableau 3.3: Nombre mensuel moyen de jours de vacances par personne partie NOMBRE MOYEN DE JOURS DE VACANCES Vacances d hiver Vacances d été en jours / personne Décembre Février Avril Juillet Août 1960 3 5 6 11 12 1970 5 5 7 10 13 1980 6 4 8 9 11 1990 6 4 6 8 8 1993 5 4 4 7 9 L étalement des jours de vacances sur l ensemble de l année se vérifie avec une diminution considérable du nombre moyen de jours de vacances par personne partie durant le 155

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE mois de juillet de août et inversement une augmentation de ce nombre durant les mois de décembre, février et avril (tableau 3.3). Les motifs de déplacements des marchandises L industrie tient dans l économie française une place de premier plan.. Cette production industrielle entraîne de nombreux déplacements de marchandises dont une partie est réalisée sur le réseau routier. En raison de la complexité de l activité industrielle, le nombre et la diversité des différents secteurs, l INSEE construit un instrument de synthèse qui mesure chaque mois le niveau atteint par la production, intitulé l indice de production industrielle. L'INSEE retient pour ses statistiques une classification particulière des branches de l'économie. Le système industriel est répartir entre, d une part l industrie au sens large et d autre part la branche «Bâtiment et Travaux Publics» (BTP) (figure 3.31). L'industrie au sens large comprend ainsi trois catégories : l'industrie manufacturière ou industrie au sens strict, l'industrie agro-alimentaire ( IAA ), l'énergie. De plus, l'industrie manufacturière comprend elle-même trois branches ; l'industrie produisant des biens intermédiaires, l'industrie des biens d'équipement des entreprises et des ménages (automobile, électroménager) et l'industrie des biens de consommation courante. Un changement de la nomenclature de l industrie au sens stricte a été réalisé à partir de 1986, la deuxième branche intitulée l'industrie des biens d'équipement des entreprises et des ménages (automobile, électroménager) a été scindée en deux branches ; branches sont ainsi : l'industrie des biens d'équipement professionnel et la construction automobile et les équipements ménagers. 156

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE SYS TEME INDUSTRIEL INDUSTRIE AU SENS LARGE BRANCHE «BTP» INDUSTRIE AGRO-ALIMENTAIRE L ENERGIE INDUSTRIE MANUFACTURIERE ou INDUSTRIE AU SENS STRICTE - Biens intermédiaires - Biens d équipement professionnel - Constructions automobile et équipement ménager - Biens de consommation courante Figure 3.31 : Consommation des ménages en produits manufacturés par 1 milliard de kilomètres parcourus en France. L indice global de production industrielle est calculé depuis quarante ans et permet de connaître et de mesurer les fluctuations de cette production industrielle et de comparer une situation actuelle à celle d une période dite de base ou de référence. En conséquence, représentatif de la situation économique, cet indice constitue un outil essentiel dans notre modèle. On a ainsi retenu cet indice comme critère représentatif de l évolution des déplacements de marchandises. De plus, on suppose que l évolution et les fluctuations de la production industrielle ont un impact direct voire proportionnel sur les déplacements de marchandises. Les produits fabriqués par l industrie se distinguent en deux grandes classes : les produits finals parvenus à leur dernier stade d élaboration dans l industrie nationale et destinés à la consommation, à l équipement ou à l exportation en état, et les produits intermédiaires (matières premières et demi-produits) destinés à être incorporés à des produits finals par l industrie nationale. Dans le cas de la première catégorie, les produits finals sont ainsi transportés de leur lieu de fabrication à leur lieu de distribution (commerces, hypermarchés,...) ou dans le pays concerné dans le cas de l exportation. Dans le cas des produits intermédiaires, ils sont donc acheminés de leur lieu de fabrication à leur lieu de transformation (autres industries). En conséquence, l ensemble de ces produits fabriqués par l industrie occasionnent des déplacements de marchandises. Cependant, l ensemble de ces produits ne sont uniquement acheminés par le réseau routier mais aussi par le réseau ferroviaire. Dans un premier temps, l objectif est ainsi d extraire de l indice sur la production industrielle, les secteurs industriels dont les produits fabriqués ne donnent pas lieu à des déplacements sur le réseau routier. Après 157

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE analyse, nous avons défalqué les secteurs industriels ou plus précisément, dans les termes de la nomenclature nationale, les branches relatives à l énergie et à la construction automobile. En effet, la production d électricité, l émission de gaz, le gaz naturel et les produits pétroliers ne sont pas transportables ou sont acheminés principalement par voie ferroviaire. De même, tout ce qui concerne la construction automobile, produits intermédiaires ou produits finales sont essentiellement déplacés par le train. L activité industrielle occasionne ainsi des déplacements de marchandises, lesquels sont acheminés pour la majorité par le réseau routier et de ce fait indirectement par les poids lourds. En conséquence, l évolution de l activité industrielle retranscrit en partie les fluctuations du trafic des poids lourds, lesquels sont considérés comme des véhicules à fort différentiel de risque en raison principalement de leur masse. Il est ainsi intéressant de rapprocher ces deux phénomènes dans l objectif d évaluer l impact sur le bilan routier d une augmentation de la part du trafic des poids lourds. En outre, notre objectif a été de répartir le trafic des poids lourds considérés comme à haut risque des autres en fonction de leur distance de parcours. Cependant, il aurait été intéressant de pouvoir identifiés avec une relative précision, les produits industriels nécessitant de long déplacements, soit par exemple de plus de 100 kilomètres, si on se heurtait à de réelles difficultés pour définir quel produit intermédiaire ou final sera transporté sur une longue distance, surtout que les produits fabriqués par l industrie sont en trop grand nombre et si l on prétend pousser l analyse dans un certain détail. De plus, une activité de production a rarement pour but la fabrication d un produit unique ; elle vise à la production d un ensemble de produits relativement voisins, liés par une même technique de fabrication, la similitudes des matières premières utilisées, ou une destination commune. A défaut de répartition en fonction des longueurs des distances parcourues, on a distingué le secteur du Bâtiment et des Travaux Publics (BTP) des autres secteurs. En effet, le secteur du Bâtiment et des Travaux Publics correspond à des chargements très importants voire même à des convois exceptionnels, que on a approximativement assimilé à des déplacements de courtes distances. A présent, la question que l on se pose est : qu en est-il maintenant de l influence relative des déplacements de poids lourds résultant de l activité industrielle sur la demande routière d une part et sur le bilan routier d autre part? Activité industrielle L indice de production industrielle calculé par l INSEE est un indice du «volume» global de la production industrielle française. Il permet ainsi de suivre l évolution du volume de 158

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE la production nationale. Cet indice est égal au rapport entre le «volume» global produit pendant la période étudiée et le «volume» global produit pendant la période de référence. Cet indice global de production industrielle correspond à la moyenne arithmétique pondérée des indices élémentaires. Ainsi, pour construire cet indice global, il faut considérer séparément chaque produit élémentaire calculé de la manière suivante : I j nt, q = q j nt, j 0 (5) où I t j correspond à l indice de volume du produit élémentaire j pour le mois n de l année t, j q nt, représente la quantité de chaque produit élémentaire j fabriquée pendant le mois n de l année t et q j 0 représente la quantité de chaque produit élémentaire j fabriquée pendant l époque de référence 0. L indice de volume global de production industrielle correspond à la moyenne arithmétique pondérée des indices élémentaires ; la pondération étant choisie en fonction de «l importance» relative de chaque production dans la production industrielle globale. Ainsi les pondérations affectées à chaque produit élémentaire, fixes au cours du temps, ont été calculés proportionnellement aux valeurs ajoutées brutes au coût des facteurs. L indice de production se calcule de la façon suivante : j j V0 qt j Ig = (6) j j V0 q0 j j où Ig correspond à l indice de volume global de production industrielle et V 0 est la valeur ajoutée brute du produit élémentaire j à l époque de référence. En termes statistiques, l indice de volume de la production industrielle est calculé selon la formule de Laspeyres (équation 5). En d autres termes, chaque branche industrielle qui entre dans la composition de l indice a une importance relative constante au cours du temps. En effet, la formule de Laspeyres permet de mesurer l évolution du volume global de production depuis l époque de base dans le cadre d une structure industrielle inchangée établie proportionnellement aux valeurs ajoutées de l époque de référence ; cette structure détermine par conséquent la liste des produits dont on suivra l évolution en volume au cours du temps. En conséquence, cette formule présente l inconvénient de ne pas tenir compte des fabrications inexistantes à l époque de base. Ainsi, au fur et à mesure que l on s éloigne de la période de référence, l hypothèse d une structure de production invariante s éloigne de plus en plus. C est 159

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE pourquoi, l INSEE révise périodiquement la base de l indice. Les changements de bases ont été effectués en 1959, 1962 et 1970, 1980 et 1985, lesquels sont accompagnés d une extension du domaine couvert par l indice et dans certains cas d un changements de pondérations. Des séries rétrospectives ont été estimées par l INSEE, où l évolution de l indice de la production industrielle en base 100 en 1970 est disponible depuis 1962. Avant 1962, un changement de base classique a été effectué en tenant compte de l évolution de l indice global de production industrielle en base 100 en 1959. Après reconstitution d une série homogène de l indice global de production industrielle en base 100 en 1985, on a retiré de cet indice, les secteurs industriels correspondant aux branches «Energie» et «Construction Automobile» en tenant compte des coefficients de pondérations respectifs définis dans les bases 100 en 1959, 1962 et 1970, 1980 et 1985. Dans un deuxième temps, on a reconstitué sur l ensemble de la période une série homogène de l indice de production industrielle relatif aux activités du Bâtiment et des Travaux Publics. Pour la reconstitution de ces deux indices, un changement de base classique a été effectué avec pour base 100 en 1956 (figures 3.32 et 3.33) L analyse de cet indice en «volume» représentatif des activités du Bâtiment et des Travaux Publics est passé de 118 en décembre 1957 à 200 en juin 1970, représentant une progression de près +68%. Après 1970 jusqu'à 1993, cet indice se stabilise puis diminue jusqu à 1986 pour reprendre sa progression jusqu'à 1993 et atteindre 194 en juin 1993. De plus, on constate un pic vers le bas de plus en plus important traduisant la baisse importante de des activités du Bâtiment et des Travaux Publics pendant la période estivale et essentiellement au mois d août avec une chute de -10% au mois de juillet par rapport au moins de juin et une baisse de -30% au mois d août par rapport au mois de juillet. On constate une forte baisse de l activité industrielle durant la période estivale (juillet et août) évoluant de près de -56% au milieu des années 60 à -32% au début des années 90, avec une répartition de cette chute d un tiers pour le mois de juillet et de deux tiers pour le mois d août. L indice global de production industrielle hors activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile, a progressé graduellement de 108 en septembre 1957 à 342 en septembre 1989. Toutefois, on note un léger recul puisque l indice est descendu à 326 en septembre 1993. 160

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE En outre, on s aperçoit que la première crise pétrolière n a pas épargné le secteur industriel puisque le creux constaté à cette époque est clairement identifiable. Finalement, pour des raisons relevant de la modélisation, la présence de multicolinéarité nous a nécessité la transformation de ces facteurs explicatifs en forme de taux selon le modèle considéré. De même que pour l ensemble des facteurs relatifs aux motifs de déplacements, les indices de production ont été rapportés à l indice de l emploi pour le modèle sur le kilométrage et au kilométrage total pour le modèle sur les accidents et leur gravité. 250 200 Base 100 en 1956 150 100 50 0 janv-57 mai-58 sept-59 janv-61 mai-62 sept-63 janv-65 mai-66 sept-67 janv-69 mai-70 sept-71 janv-73 mai-74 sept-75 janv-77 mai-78 sept-79 janv-81 mai-82 sept-83 janv-85 mai-86 sept-87 janv-89 mai-90 sept-91 janv-93 Figure 3.32 : Indice de production industrielle pour les activités du Bâtiment et des Travaux Publics en base 100 en 1956. 161

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 400 350 300 base 100 en 1956 250 200 150 100 50 0 janv-57 mai-58 sept-59 janv-61 mai-62 sept-63 janv-65 mai-66 sept-67 janv-69 mai-70 sept-71 janv-73 mai-74 sept-75 janv-77 mai-78 sept-79 janv-81 mai-82 sept-83 janv-85 mai-86 sept-87 janv-89 mai-90 sept-91 janv-93 Figure 3.33 : Indice global de production industrielle après retrait des activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile en base 100 en 1956. Motifs de déplacements des marchandises intégrés dans le modèle sur le kilométrage total Activité industrielle - Bâtiment et les Travaux Publics / travail 162

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 4,0 3,5 3,0 base 100 en 1956 2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 Figure 3.34 : Indice de production industrielle pour les activités du Bâtiment et des Travaux Publics par rapport à l indice de l emploi en France. L analyse de la figure 3.34 révèle une fluctuation de l indice de «volume» de la production dans le secteur du Bâtiment et des Travaux Publics par rapport à l indice de l emploi aux alentours de 1,5. De plus, on constate une diminution des variations saisonnières à partir de la deuxième moitié de la période. Activité industrielle - hors activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile / travail 163

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 5,0 4,5 4,0 3,5 base 100 en 1956 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 Figure 3.35 : Indice global de production industrielle après retrait des activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile par rapport à l indice de l emploi en France. 35 30 25 20 15 10 5 0 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 base 100 en 1956 Figure 3.36 : Indice de production industrielle pour les activités du Bâtiment et des Travaux Publics par 1 milliard de kilomètres parcourus en France. 164

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE L indice de «volume» de la production industrielle (à l exception des activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile) par rapport à l indice de l emploi a pratiquement doublé en 37 années ; il est passé de 1,2 à 2,6 entre janvier 1957 et janvier 1993 (figure 3.35). Depuis le début des années 90, on constate un ralentissement, accompagné d une forte réduction des variations saisonnières. Motifs de déplacements des marchandises intégrés dans le modèle sur les accidents et leur gravité Activité industrielle - Bâtiment et les Travaux Publics / kilométrage total L examen de la figure 3.36 montre de clairement que l indice en «volume» de la production dans le secteur du Bâtiment et des Travaux Publics par 1 milliard de kilomètres parcourus en France n a pratiquement pas cessé de diminuer au cours de l ensemble de la période étudiée, il est passé de 26,3 en janvier 1957 à 8,9 en janvier 1993. Activité industrielle - hors activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile / kilométrage total L indice de «volume» de la production industrielle (à l exception des activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile) par 1 milliard de kilomètres parcourus en France a pratiquement été divisé par trois en 37 années ; il est passé de 21,6 en 1957 à 7,5 en 1993. 165

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 40 35 30 base 100 en 1956 25 20 15 10 5 0 janv-57 mai-58 sept-59 janv-61 mai-62 sept-63 janv-65 mai-66 sept-67 janv-69 mai-70 sept-71 janv-73 mai-74 sept-75 janv-77 mai-78 sept-79 janv-81 mai-82 sept-83 janv-85 mai-86 sept-87 janv-89 mai-90 sept-91 janv-93 Figure 3.37 : Indice global de production industrielle après retrait des activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la construction automobile par 1 milliard de kilomètres parcourus en France. 25000 20000 millions de tonne 15000 10000 5000 0 janv-57 avr-58 juil-59 oct-60 janv-62 avr-63 juil-64 oct-65 janv-67 avr-68 juil-69 oct-70 janv-72 avr-73 juil-74 oct-75 janv-77 avr-78 juil-79 oct-80 janv-82 avr-83 juil-84 oct-85 janv-87 avr-88 juil-89 oct-90 janv-92 avr-93 Trafic maritime de ports autonomes de marchandises debarquees Trafic maritime de ports autonomes de marchandises embarquees Figure 3.38 : Indice global de production industrielle après retrait des activités du Bâtiment et des Travaux Publics, de l énergie et de la 166

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE construction automobile par 1 milliard de kilomètres parcourus en France. Marchandises importées par voies maritimes Une partie des matières premières et des produits industriels finals consommés en France sont importés et inversement. De quelle manière sont acheminées l ensemble de ces marchandises par l intermédiaire du réseau routier, des voies ferroviaires ou aérienne mais aussi par l intermédiaire des voies maritime. La France représentant un pays à fort transit, on a voulu identifier l impact de l évolution des marchandises débarquées et embarquées sur le kilométrage total en France. Trafic maritime de port autonome - débarquées Cette variable est définie comme le transport maritime de marchandises pesées au débarquement. Elle est donnée en millions de tonnes. A priori, à partir du mois de janvier 1980 les ports pris en compte sont : Dunkerque, Le Havre, Rouen, Nantes, Bordeaux et Marseille. Après l examen de la figure 3.38, on constate une tendance à la hausse jusqu à novembre 1978, avec 23880 millions de tonnes débarquées. Ensuite nous avons une baisse jusqu à l année 1984, puis un plafonnement pour le reste de la période aux alentours de 4200 millions de tonnes. Trafic maritime de port autonome - débarquées Cette variable est définie comme le transport maritime de marchandises pesées à l embarquement. Elle est également donnée en millions de tonnes. Et de même, à partir du mois de janvier 1980, les ports pris en compte sont : Dunkerque, Le Havre, Rouen, Nantes, Bordeaux et Marseille. L évolution de ce trafic peut être partagée en deux parties : avant et après janvier 1973 (figure 3.38). Sur la première période nous observons une augmentation de 2000 à 3000 millions de tonnes avec deux pointes vers le bas en mai 1968 (1740 millions de tonnes) et en avril 1969 (1115 millions de tonnes). A part ces deux pics, la variabilité de la série est assez faible. En revanche, sur la deuxième période la variabilité est plus forte. Sur cette période, les valeurs de la série se situent en moyenne autour de 4700 millions de tonnes, sauf pour le mois d août 1979 (7100 millions de tonnes) et pour le mois de novembre 1990 (7400 millions de tonnes). A des fins de modélisation, pour résoudre le problème de multicolinéarité, nous les avons transformés en taux en les divisant par l indice de l emploi. 167

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 3.3.2 Les actions réglementaires Les actions réglementaires touchent les principaux éléments du système de circulation routière : le véhicule, le conducteur et l infrastructure. D'importantes mesures correctives visant à améliorer la sécurité des routes ont été mises en place dans les domaines de l'ingénierie, de l'enseignement de la conduite et de l'application des règles de la circulation. Elles s'adressent à la fois à la sécurité primaire (prévention des accidents) et à la sécurité secondaire (réduction de la gravité des accidents qui se produisent quand même). La recherche a joué un rôle primordial dans l'essai et l'évaluation des mesures proposées pour s'assurer que les ressources disponibles soient utilisées de la manière la plus efficace. Cependant, dans cette section on considère essentiellement les principales lois en sécurité routière s adressant à l ensemble des usagers et plus particulièrement à leur comportement, à l exception de la loi relative au contrôle technique qui concerne les véhicules de tourisme. Parmi ces actions réglementaires, on peut distinguer notamment, l action sur les usagers de la route, appelée la prévention et l action sur les conducteurs en infraction, intitulée la répression. En raison de l efficacité limitée de la prévention, nous avons intégré au modèle la sévérité des sanctions prévues en cas d infraction prévention et répression étant étroitement liées. En conséquence, au total, onze actions de prévention et de répression ont été choisies dans l objectif d évaluer leur contribution à l explication des variations des accidents et de leur gravité (tableau 3.4) L ensemble de ces actions réglementaires sont des variables d intervention. En conséquence, elles sont incluses dans le modèle sous la forme d une variable muette généralement appelée «dummy». Il s agit de variables binaire (0,1). Certaines lois représentent la combinaison de deux lois, ce qui est le cas des lois relatives au port du casque des motocyclistes et des cyclomotoristes. 168

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Tableau 3.4. : Liste complète des actions réglementaires mises en application de 1957 à 1993 PRINCIPALES LOIS SUR LA SECURITE ROUTIERE INTEGREES DANS LE MODELE TAG Octobre 1971 Mise en application à compter du 1er octobre 1971 de la loi du 09 juillet 1970 fixant les seuils du taux d alcoolémie des conducteurs à : 0,80g/l de sang pour la contravention et 1,20g/l de sang pour le délit. Cette mise en application est relative aux contrôles d alcoolémie après infraction ou accident. La loi du 8 décembre1983 fixant les seuils du taux d alcoolémie des conducteurs à : 0,80g/l de sang pour la contravention ou à 0,40mg d alcool/litre d air expiré et 0,80g/l au lieu de 1,20g/l de sang pour le délit. Juillet 1973 Janvier 1975 Septembre 1973 Juillet 1975 Octobre 1976 Janvier 1980 Janvier 1978 Juillet 1978 Arrêté du 28 juin 1973 portant obligation du port du casque pour tous les usagers de motocyclettes et vélomoteurs hors agglomération à compter du 1 er juillet 1973. Port obligatoire du casque pour les conducteurs et passagers de vélomoteurs en agglomération. Différentes mesures expérimentales et temporaires de limitation de vitesse ont été effectuées en France tout au long de l année 1973, lesquelles ont été suivies d un décret fixant la limitation généralisée de la vitesse à compter du 9 novembre 1974 sur route sèche : à 90 km/h sur les routes à 110 km/h sur les voies express à 2x2 voies, à 130 km/h sur les autoroutes Loi du 11 juillet 1975 relative à l application des mesures de suspension de permis de conduire. Obligation du port du casque hors agglomération pour tous les conducteurs de cyclomoteurs. Port obligatoire du casque pour les conducteurs de cyclomoteurs en toutes circonstances. Instauration dans la tarification des primes d assurances automobile de la règle dite du «bonus - malus». Loi du 12 juillet 1978 tendant à prévenir la conduite d un véhicule sous l empire d un état alcoolique et aux conditions d organisation des opérations de dépistage préventif. Juillet 1982 Le Comité Interministériel de Sécurité Routière du 13 juillet 1982 décide le lancement du programme «Objectif -10%». Des dotations aux Collectivités locales s engagent à réduire de 10% par an le nombre des accidents corporels de la route. Septembre Loi du 17 septembre 1986 instituant la possibilité de retrait immédiat 169

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 1986 du permis de conduire en cas de conduite sous l empire d un état alcoolique. Décembre 1990 Janvier 1992 Limitation généralisée à 50 km/h de la vitesse de circulation en agglomération Entrée en vigueur du Contrôle technique périodique des véhicules de moins de 3,5 tonnes avec obligation de réparation dans les deux mois, des organes défectueux ou équipements manquants relatifs au système de freinage, sont concernés : tous les 3 ans, les véhicules légers de plus de 5 ans tous les 2 ans, les véhicules utilitaires de plus de 4 ans. Entrée en vigueur de l utilisation obligatoire d un dispositif de retenue homologué pour le transport des enfants de moins de 10 ans. Port obligatoire du casque pour les deux roues motorisées Le port obligatoire du casque pour les deux roues motorisées a été mis en application progressivement et à des dates différentes selon la puissance du véhicule (motocycles et cyclomoteurs) et le type de réseau (en agglomération et hors agglomération). Chronologiquement, nous avons : 1 er Juillet 1973 : Port obligatoire du casque pour tous les usagers de motocyclettes et de vélomoteurs hors agglomération. 1 er Janvier 1975 : Port obligatoire du casque pour tous les conducteurs et les passagers de vélomoteurs en agglomération. 1 er Octobre 1976 : Port obligatoire du casque pour tous les conducteurs de cyclomoteurs hors agglomération. 1 er Janvier 1980 : Port obligatoire du casque pour tous les conducteurs de cyclomoteurs en toutes circonstances. L objectif étant de combiner ces lois par catégories de deux roues ou par type de réseau (agglomération / hors agglomération) en effectuant une pondération tenant compte du parcours effectué par chaque catégorie et de la répartition de ce parcours en agglomération ou hors agglomération. Port obligatoire du casque pour les motocyclistes La méthode consiste à évaluer un coefficient de pondération entre la lois sur le port du casque des motocyclistes hors agglomération puis en agglomération. Le parcours effectué par les motocycles pour l ensemble des réseaux routiers français est estimé à 1430 millions de véhicules-kilomètres pour l année 1975 (voir chapitre 2) et à 1068 millions de véhiculeskilomètres pour l année 1973. En outre, les enquêtes Transport INSEE de 1993-94 chiffrent la 170

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE part du kilométrage effectué par les motocyclistes et les vélomotoristes en agglomération et hors agglomération respectivement par 1/3 et 2/3 (tableau 3.5). En conséquence, en tenant compte de la répartition du kilométrage en agglomération et hors agglomération et du parcours total effectué par les motocycles, on estime le kilométrage effectué par les motocycles en agglomération et hors agglomération. Il s élève à 476 millions de véhicules-kilomètres en agglomération en 1975 et à 712 millions de véhicules-kilomètres hors agglomération en 1973. Lors de la construction de la variable représentative des actions réglementaires relatives au port obligatoire du casque par les motocyclistes (figure 3.39), on considère ainsi que l'impact de la loi mise en vigueur le 1 er juillet 1973 est de 0,60, ainsi par pondération l'impact de la loi mise en vigueur de la loi de 1 er janvier 1975 de 0,40. Tableau 3.5. : Tableau de pondération (motocyclistes) Lois sur le port du casque obligatoire pour les motocyclistes Kilométrage annuel total France entière (en million de véhicules - kilomètres) Hors agglomération En agglomération Juillet 1973 Janvier 1975 1068 1430 Pondération (Enq. Transport INSEE) 2/3 1/3 Répartition du kilométrage 712 476,67 (en million de véhicules - kilomètres) Impact sur la variable 0,60 0,40 Port obligatoire du casque pour les cyclomotoristes La méthode est identique à celle appliquée dans le cas des motocyclistes. Le parcours effectué par les cyclomotoristes pour l ensemble des réseaux routiers français est estimé pour l année 1976 à 14274 millions de véhicules-kilomètres et pour l année 1980 à 12055 millions de véhicules-kilomètres (voir chapitre 2). En outre, les enquêtes Transport INSEE de 1993-94 chiffrent la part du kilométrage effectué par les cyclomotoristes en agglomération et hors agglomération respectivement par 1/2 et 1/2 (tableau 3.6). En conséquence, le kilométrage effectué par les cyclomotoristes en agglomération et hors agglomération s élève respectivement à 6027,5 millions de véhicules-kilomètres en agglomération en 1980 et à 7137 millions de véhicules-kilomètres hors agglomération en 1976. Lors de la construction de la variable représentative des actions réglementaires relatives au port obligatoire du casque par les cyclomotoristes (figure 3.40), on considère ainsi que l'impact de la loi mise en vigueur le 1 er octobre 1976 est de 0,64, ainsi par pondération l'impact de la loi mise en vigueur de la loi de 1 er janvier 1980 de 0,46 (tableau 3.6). 171

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Tableau 3.6. : Tableau de pondération (cyclomotoristes) Lois sur le port du casque obligatoire pour les cyclomotoristes Kilométrage annuel total France entière (en million de véhicules - kilomètres) Hors agglomération En agglomération Octobre 1976 Janvier 1980 14274 12055 Pondération (Enq. Transport INSEE) 1/2 1/2 Répartition du kilométrage 7137 6027,5 (en million de véhicules - kilomètres) Impact sur la variable 0,54 0,46 1 0,8 0,6 0,4 0,2 0 janv-57 août-58 mars-60 oct-61 mai-63 déc-64 juil-66 févr-68 sept-69 avr-71 nov-72 juin-74 janv-76 août-77 mars-79 oct-80 mai-82 déc-83 juil-85 févr-87 sept-88 avr-90 nov-91 juin-93 Figure 3.39 : Port obligatoire du casque pour les motocyclistes (1er Juillet 1973 hors agglomération et 1 er janvier 1975 en agglomération). 172

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE 1 0,8 0,6 0,4 0,2 0 janv-57 août-58 mars-60 oct-61 mai-63 déc-64 juil-66 févr-68 sept-69 avr-71 nov-72 juin-74 janv-76 août-77 mars-79 oct-80 mai-82 déc-83 juil-85 févr-87 sept-88 avr-90 nov-91 juin-93 Figure 3.40 : Port obligatoire du casque pour les cyclomotoristes (1er Octobre 1976 hors agglomération et 1 er janvier 1980 en agglomération). 3.3.3 Les conditions climatiques Les phénomènes météorologiques ont une incidence considérable sur le fonctionnement global du réseau, soit sur la demande routière et sur les conditions de sécurité routière. La France connaît un climat tempéré où les quatre saisons sont identifiables. L incidence des conditions climatiques dans le domaine des transports routiers se situe à plusieurs niveaux, au niveau de la sécurité routière (problème de visibilité, de glissance en temps de pluie, de verglas et de neige), au niveau de la demande routière (la pluie, le froid, le risque accru d accident influence les usagers de la route en terme de demande routière), au niveau de la dégradation des routes. Les conditions routières varient en permanence avec l état des chaussées (verglas), les précipitations (pluie, neige) et la visibilité (brouillard). Dans notre modèle, on souhaite mesurer l impact de quatre facteurs météorologiques - la température, les précipitations sous forme de neige et de pluie et le brouillard - sur le nombre de kilomètres effectués par les véhicules routiers d une part et sur le nombre d accidents, leur niveau de gravité et le nombre de victimes d autre part. Toutefois, parmi l ensemble des variables explicatives introduites dans la modélisation de l insécurité routière, les variables météorologiques sont les plus complexes à analyser car 173

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE sujettes à d importantes variations spatio-temporelles. En effet, un modèle journalier serait plus à même de mesurer l influence des facteurs météorologiques. De plus, l environnement météorologique est le résultat de la combinaison de multiples phénomènes (température, pluie, brouillard, neige,...). Dans un objectif de modélisation, on a introduit un ensemble de variables météorologiques apte à cerner l environnement climatique, tels que la température moyenne, le brouillard et les précipitations de pluie et de neige. Ces différents facteurs reposent sur l utilisation d un fichier météorologique très riche fournies par la Météorologie Nationale et contenant les mesures effectuées dans les différentes stations réparties sur le territoire national. L étude se faisant au niveau national, une moyenne des mesures météorologiques est estimée représentative des conditions sur l ensemble du territoire par le SETRA. En d autres termes, une agrégation en une information plus fine qu une simple moyenne nationale de données observées localement a été effectuée. En termes statistiques, une approche qualitative (basé sur l analyse des cartes isobare) des conditions météorologiques plutôt que quantitative serait plus complète «puisqu elle permet d associer plusieurs phénomènes météorologiques se produisant de façon synchrone (exemple : pluie + température + vent)» (Ghilain, 1991-92). L intérêt de cette méthode réside dans la possibilité de décrire l environnement météorologique sur l ensemble du territoire, apportant ainsi dans la modélisation nationale un progrès indéniable dans la compréhension de l impact des conditions météorologiques sur la sécurité routière. Toutefois, malgré l allongement de ce fichier, (78/91 au lieu de 85/91), il nous a été impossible de l intégrer dans notre modèle. 80 70 60 Farenheit 50 40 30 20 jan-57 jan-58 jan-59 jan-60 jan-61 jan-62 jan-63 jan-64 jan-65 jan-66 jan-67 jan-68 jan-69 jan-70 jan-71 jan-72 jan-73 jan-74 jan-75 jan-76 jan-77 jan-78 jan-79 jan-80 jan-81 jan-82 jan-83 jan-84 jan-85 jan-86 jan-87 jan-88 jan-89 jan-90 jan-91 jan-92 jan-93 Températures moyennes France entière 174

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Figure 3.41 : Evolution mensuelle des températures moyennes France entière (source CDPD). Températures moyennes France entière, neige, brouillard, pluie Les séries représentatives des précipitations de pluie et de neige ainsi que le brouillard correspondent aux données du SETRA. La série «températures moyennes France entière» sont issues des données du C.P.D.P. 37 pour les principales villes de France et ont été obtenues en calculant leur moyenne arithmétique (en excluant toutefois la ville de Nice du fait de l écart trop important par rapport à la moyenne des autres villes). Afin d éliminer les valeurs négatives pour certains mois d hiver de cette série, on a converti la série en degrés Fahrenheit 38, afin d avoir la possibilité d appliquer une transformation de Box- Cox. La figure 3.41 indique une tendance moyenne constante (autour de 55 Fahrenheit) avec des pics indiquant l été et des creux pour les périodes hivernales. 3.3.4 Les perturbations transitoires Dans la modélisations des séries temporelles sur le kilométrage total, les accidents et leur gravité, on a intégré l effet des perturbations liées à la configuration du calendrier - week-ends, jours ouvrables et jours fériés - occasionnant de nombreux déplacements, les chocs relatifs au passage de l heure d été à l heure d hiver ainsi que les perturbations relatives aux événements particuliers - la grève exceptionnelle des routiers, l accident de Beaune, grâces présidentielles et la guerre du Golfe. De façon analogue, les départs et retour de vacances ont un impact sur la demande routière, directement sur l évolution du nombre d accidents et de leur niveau de gravité et indirectement à travers le kilométrage. Les variables de temporalité intégrées dans le modèle, lesquelles affectent l évolution des indicateurs du risque routier de manière localisée dans le temps ou de manière permanente, sont des dummies qui indiquent par la valeur «1» la présence d un jour de départ ou de retour de vacances, de jour férié ou de week-ends, la durée de la grève des routiers ou la période où l heure d été est appliquée.. 37 Le Comité Professionnel du Pétrole a élaboré un indice de température représentant la France entière: moyenne de toutes les stations météorologiques (hors Nice) Température moyenne: TM = (TN+TX)/2 où: TN = moyenne des températures minimales du mois considéré TX = moyenne des températures maximales du mois considéré 38 Conversion degrés Celsius en degrés Fahrenheit : 1 Fahrenheit = ((1 Celsius 9)/5)+32 Ainsi : 0 Celsius correspond à 32 Fahrenheit et 100 Celsius correspond à 212 Fahrenheit. 175

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Nombre de jours de veille de départ en week-ends dus à un jour férié Les veilles sont définies à partir des jours fériés qui entraînent un week-end prolongé. On caractérise ici le départ en week-end prolongé de la façon suivante ; si le jour férié tombe un jeudi, la veille correspond au mercredi, dans le cas où le jour férié tombe un vendredi, la veille correspond au jeudi et enfin le jour férié tombe un lundi, la veille correspond au vendredi. Nombre de jours fériés et de week-ends Dans cette catégorie on considère tous les jours fériés, sauf ceux qui tombent un samedi ou un dimanche et on inclut les week-ends. Ecart d un mois sur l autre du nombre de jours ouvrables Cet écart correspond à la différence du nombre de jours ouvrables d un mois sur l autre. En effet, la composition en type de jours varie d un mois à l autre. Ainsi, le nombre de weekends dans un mois n est pas le même. Cette variable est reconstituée en considérant que les cinq premiers jours de la semaine sont de même type, on les appelle les jours ouvrables. Les samedis et dimanches forment les week-ends. On aura ainsi deux types de jours, et on applique la formule suivante : (nombre de jours ouvrables)-5/2(nombre de week-ends). Départs et retour de vacances Cette variable tient compte des vacances scolaires du printemps (mois d avril) et des vacances scolaires d été (mois de juillet, août et septembre). Elle attribue la valeur 1 pour chaque départ et pour chaque retour. Ainsi, si dans le même mois, on retrouve un départ et un retour, la variable prendra la valeur 2. En revanche, si les vacances tombent en fin de mois, les départs peuvent être décomposés sur ce mois et le mois suivant : la variable prendra alors des valeurs inférieures à 1 (la somme des valeurs concernant ces deux mois est égale à 1). Nombre de jours par mois où l heure d été est appliquée La loi du 24 mai 1923 stipule que chaque année l heure légale sera, du dernier samedi de mars à 23 heure au premier samedi d octobre à 24 heure, avancée de 60 minutes. De 1946 à 1975, aucune heure d été n apparaît dans aucun Journal Officiel, les 30 Glorieuses ayant rendu cette économie de dépense d énergie inutile. A partir de 1976, suite au choc pétrolier de 1973 et à la récession qui en a résulté, l heure d été est réapparue et existe toujours aujourd hui. De 1976 à 1980, la règle consiste à avancer l heure de 60 minutes au premier samedi du mois d avril et reculer l heure de 60 minutes dans la nuit du dernier samedi du mois de septembre. A partir de 1981 et jusqu'à 1995, la règle a été légèrement modifié stipule que 176

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE l heure sera avancée de 60 minutes de la nui du samedi au dimanche, du dernier week-end du mois de mars et de retirer ces 60 minutes au cours du dernier week-end du mois de septembre. 177

LA PERCEPTION D UN SYSTEME COMPLEXE Conclusion Le phénomène de l insécurité routière correspond à une réalité complexe. La sécurité routière doit être analysée en tant que système. Le système des transports routiers se partage en deux composantes. La première se rapporte à l ensemble des éléments influençant directement la circulation routière. Ils concernent les différentes caractéristiques du triptyque «véhicule - conducteur - route» et sont considérés comme des facteurs endogènes au système. La seconde composante se définit comme l environnement global dans lequel le système des transports routiers évolue. Il comprend le système économique, climatique, démographique et social. L analyse et la compréhension de l interaction entre le système et son environnement nous ont amenés à identifier les causes du dysfonctionnement de ce système. Un grand nombre de facteurs explicatifs du risque routier ont été intégrés et ont été classés par thèmes lesquels se répartissent en deux grandes classes ; les facteurs endogènes et les facteurs exogènes au système. La base de données nécessaire à l estimation du modèle TAG est importante. Toutefois, l objectif était de consacrer le temps nécessaire pour obtenir des données fiables et de qualité, car la capacité d un modèle à bien retranscrire un phénomène réside dans la qualité de sa base de données. A présent, il s agit d intégrer l ensemble des ces facteurs explicatifs dans le modèle TAG afin d évaluer le sens et l intensité des facteurs considérés, d évaluer les différentes mesures de sécurité mises en applications. L objectif étant de mieux comprendre le bilan routier afin d appuyer le politicien dans ses futures décisions. Le quatrième chapitre expose les résultats détaillés de l application du modèle TAG au kilométrage, à la vitesse, aux accidents et à leur gravité. 178

CHAPITRE 4 APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Introduction Dans ce chapitre, un nombre important de risques sont modélisés en vue d évaluer leur influence sur le bilan routier en France. La demande routière ou la demande de kilomètres parcourus génère un premier risque appelé le risque d exposition. L occurrence d accident dépend du degré d exposition au risque. La compréhension de l émergence des accidents de la route commence ainsi par l analyse du kilométrage total France entière qui représente la meilleure mesure de l exposition au risque. Une des causes de l insécurité routière est la vitesse. Elle relève du choix du conducteur à l inverse de la majorité des autres facteurs qui lui sont le plus souvent imposés. Conséquence d une logique technicienne de la part des ingénieurs mais aussi d une logique économique et sociale de la part de l usager de la route, le risque comportemental et technologique est incontestablement un facteur essentiel de l insécurité routière. Notre objectif consiste à intégrer la vitesse, source de danger, dans le système routier en reconstituant une série représentative de cette variable comportementale au niveau agrégé (voir chapitre 3) et à évaluer l influence d un certain nombre de facteurs. Ce quatrième chapitre est ainsi consacré à la modélisation des différents indicateurs du risque routier, soit le kilométrage total (section 4.2), la vitesse moyenne (section 4.3), les deux fréquences d accidents (corporels non mortels et mortels), les trois taux de gravité (gravité légère, grave et mortelle) et par déduction les trois catégories de victimes de la route (blessés

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER légers, blessés graves et tués) (section 4.4). Cette analyse est précédée d une présentation succincte de la méthode d estimation (section 4.1). L originalité du modèle d analyse du bilan routier réside dans sa structure. La compréhension de l évolution des accidents de la route et de leur gravité au cours des quatre dernières décennies est réalisée en considérant d une part l impact direct, soit l impact d un facteur explicatif sur les accidents, leur gravité et sur les victimes de la route, en maintenant tous les autres facteurs constants, et d autre part l impact indirect, soit l impact d un facteur sur le kilométrage et/ou sur la vitesse et par voie de conséquence sur les accidents, leur gravité et sur les victimes. De plus, nous interprétons les coefficients du modèle en termes d élasticités en privilégiant une analyse des effets de substitution entre les indicateurs du risque routier. Nous avons opté pour une présentation sous forme de graphiques dans la perspective de permettre au lecteur une visualisation rapide des résultats. 180

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.1 La formulation économétrique du modèle Dans l analyse d une régression, le plus important dans la spécification du modèle, après la sélection des variables exogènes, est donc de pouvoir offrir une grande souplesse dans la détermination de la forme fonctionnelle qui relie un indicateur du risque aux variables explicatives. Les transformations de Box-Cox laissent les données déterminer la forme fonctionnelle la plus appropriée. Le progiciel TRIO permet l'utilisation des transformations de Box-Cox et calcule les valeurs des exposants associés à la variable dépendante et aux variables indépendantes qui permet de rendre compte le mieux possible du phénomène sous analyse. A l origine, l hypothèse émise par Box et Cox (1964) où la transformation, en plus de choisir la forme fonctionnelle appropriée, rend la distribution de la variable dépendante transformée presque normale et homoscédastique, est peut-être «irréaliste». En effet, dans le cas où les résidus sont hétéroscédastiques, Zarembka (1974) a montré que le paramètre de Box- Cox estimé sur la variable dépendante serait biaisé. Pour contrer ce problème, des modèles estimant la forme fonctionnelle flexible en tenant compte de la correction simultanée de l hétéroscédasticité ont été proposés par Gaudry et Dagenais (1979), Egy et Lahiri (1979). Concernant le problème d autocorrélation des résidus existant d ordinaire dans des séries temporelles, Savin et White (1978) ont considéré l estimation simultannée de la forme fonctionnelle et du premier ordre d autocorrélation. Gaudry et Wills (1978) ont étendu l approche en considérant une autocorrélation d ordre multiple. Pour l ensemble des estimations, nous avons utilisé le programme L-1.4 du progiciel TRIO. Il permet de fixer ou d estimer les paramètres des transformations de Box-Cox appliquées à la variable dépendante et aux groupes de variables indépendantes. En outre, ce programme estime conjointement les paramètres de la structure d autocorrélation choisie et les différents paramètres associés à la forme de l hétéroscédasticité des erreurs. 181

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.1.1 Le modèle statistique 39 Le modèle Une régression multiple à n observations avec une forme fonctionnelle flexible de la variable dépendante Y et des variables explicatives X et une structure généralisée d hétéroscédasticité et d autocorrélation des résidus peut s écrire de la façon suivante : K ( λ y ) ( λ ) xk Yt = β kxkt + ut ( t = 1,...,n) k = 1 (1) u = v f( Z ) 1/ 2 (2) t t t r v = ρ v + w t l t l t l = 1 où la variable dépendante Y t et les variables indépendantes X kt sont sujettes à une transformation de Box-Cox, notée BCT, laquelle est définie comme la transformation de la puissance d un paramètre λ sur une variable réelle positive V t : V ( λ ) t λ ( Vt 1) = λ lnvt avec la fonction inverse correspondante notée IBCT : V ( λ ) t ( λ ) ( λvt ) (3) si λ 0 (4) si λ = 0 1/ λ 1 + 1 si λ 0 = exp( Vt ) si λ = 0 où l expression entre parenthèse doit être positive. la première étape : le vecteur des résidus u={u t } est supposé être hétéroscédastique avec une moyenne E(u)=0 et une matrice de covariance E(uu ) = Ω = diag (w 11,...,w nn ) où w tt = E(u 2 t ) = e(v 2 t )f(z t ) et f(z t ) est une fonction d un vecteur de M variables, Z t = (Z 1t,...,Z Mt ) utilisée pour expliquer la variance de u t. Précisons que ces variables peuvent être choisies dans l ensemble des variables indépendantes X kt. la seconde étape : le vecteur des résidus v={v t } est supposé suivre un processus stationnaire autorégressif d ordre r, avec une moyenne E(v)=0 et une matrice de covariance E(vv ) = σ 2 w Ψ où Ψ est une matrice symétrique d ordre n. (5) 39 Voir Gaudry, Dagenais et Liem (1980) pour une présentation détaillée. 182

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER la troisième étape : le vecteur des résidus w = {w t } est supposé avoir une moyenne E(w) = 0 et une matrice de covariance E(ww ) = σ 2 w I n où σ 2 w est la variance de w t et I n est une matrice d identité d ordre n. Dans l équation (1), il est de toute évidence sous-entendu que certains X kt, comme la constante, les dummies, les variables non strictement positives ne peuvent être transformés par BCT. Dans l équation (2), la forme fonctionnelle de l hétéroscédasticité f(z t ) est supposée être une transformation inverse de Box-Cox, notée IBCT avec un paramètre λ u appliqué à une combinaison linéaire des variables Z mt, lesquelles sont eux-mêmes sujettes à une BCT. M f( Z ) = λ + δ0 δ m= 1 ( λ Z ) m t u mzmt 1 / λ u + 1 (6) où la variance de u t associée à l élément caractéristique de la diagonale de Ω peut s exprimer de la façon suivante : 2 2 E( u ) = w = ψ f( Z ) t tt t 2 ( λ Z u mz m ) = ψ λ δ0 + δ mt m 1 + où l expression entre {} doit être positive ou nulle. Les termes constants δ 0 et ψ sont nécessaires pour préserver l invariance en ce qui concerne le changement dans l unité de mesure de Z mt (Schlesselman, 1971). 1 / λ u (7) L équation de vraisemblance Avant de considérer l équation de la vraisemblance pour les variables observées Y t, il convient de réécrire le modèle représenté par les équations (1), (2) et (3) sous une forme réduite. L équation (3) concernant les résidus v t peut s exprimer en fonction des résidus u t représentés dans l équation (2) : ut ut l = l w 1/ 2 ρ + t (8) 1/ 2 f( Z ) f( Z ) t l t l En remplaçant u t, lequel est obtenu de l équation (1) par Y expression analogue avec t-l retards : ( λ ) ( λ ) x β X k et u t-l par une y t k kt k 183

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER λ λ λ ( λ ) ( y ) ( x Y X k ) ( y ) x Y X k t kt t l kt, l βk ρl βk ρl w 1/ 2 = 1/ 2 1/ 2 + 1/ 2 f( Z ) f( Z ) f( Z ) f( Z ) t k * * * * Y β X = ρ Y β ρ X + w t t l t l k kt l t l k k l k l k l l kt, l t t l t (9) où Y * t ( λ y ) x Yt X k * kt = et X / kt =. 1 2 1/ 2 f( Z ) f( Z ) t ( λ ) Les expressions correspondantes pour t-l sont obtenues en remplaçant t par t-l. t Le résultat de l équation (9) peut être complètement réécrit de la façon suivante : * * * * Yt ρlyt l= βk Xkt l X, + w ρ l k ** ** Y = β X + w t k kt k ** * * ** * où Y = Y ρ Y et X = X ρ X t t l l t l kt kt l l l t kt l t * kt, l (10) Supposons que les résidus w t sont distribués indépendamment et selon la loi normale N(0,σ 2 w ) et afin de simplifier la formulation du plus haut degré d autocorrélation, restreignons de r le nombre d observations. L équation de la vraisemblance associée avec les n-r dernières observations sur Y t peut s écrire comme suit : n L = 1 2 wt wt exp (11) 2 2 t= 1+ r 2πσ 2σ w Yt w où le résidu w t est obtenu par l expression (10) sous la forme Y β X. Le Jacobien a ** ** t k kt l la forme suivante : w Y t t = Y. f( Z ) / λ y 1 t 1 2 t L équation de log-vraisemblance correspondante s écrit : N 2 1 2 1 L = ln( 2πσ w ) wt ln f( Zt ) + ( λ y 1) lnyt (12) 2 2 2σ w t 2 t t où N = n - r et l indice t de la somme varie de 1 + r à n. Notons que cette fonction dépend de 2 tous les paramètres du modèle : = ( β σ w λ y λ x λ z δ ρ) ',,, ', ', ', '' où σ 2 w et λ y sont des scalaires et β, λ x, λ z, δ et ρreprésentent les vecteurs colonnes associés respectivement aux βk, λ xk, λ zm, δ m et ρl. 184

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER L équation réduite de la log-vraisemblance Sous forme de matrice, la forme compacte de l équation (10) peut s exprimer de la façon suivante : Y ** ** =X β +w (13) où à partir des équations (11) et (12), Y ** est un vecteur colonne contenant les N dernières observations, X ** est une matrice d ordre (N K), β est un vecteur d ordre (K 1) des coefficients et w est un vecteur des résidus d ordre (N 1). A partir de l équation (13) et en remplaçant 2 w t dans l équation de la log-vraisemblance t (12) par w w, les dérivées premières de la fonction respectivement pour β et σ w 2 sont données par : ** ** L 1 w' w 1 ( Y X β)' = = Y X β 2 2 ( ** ** ) β 2σ w β σ w β 1 ** ** ** 1 ** ** ** ** = X '( Y X β ) = ( X ' Y X ' X β ) 2 2 σ σ w L N 1 1 = + 2 2 4 σ w 2 σ w 2σ w ww ' 1 1 = ( N + 2 2 2σ σ w' w) w w w (14) (15) En égalisant ces deux dérivées à zéro et en résolvant par rapport à β et σ w 2, nous obtenons : ) β= 1 ( X X ) X Y ** ** ** ** ) 2 1 σw β β N ww 1 N Y ** X ** = ' = ( )'( Y ** X ** ) (17) ) ) En remplaçant β par β dans l équation (17), nous obtenons la valeur de σ 2 w en fonction de β : 2 1 σw β β N Y X ) ** ** = ( )'( Y ** X ) ** ) (16) (18) En substituant suivante : ) β et σ w 2 dans L, nous obtenons l équation de vraisemblance concentrée 185

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER N N L = [ + ln( )] ln w ln f( Zt ) + ( y ) lnyt 2 1 2 2 1 π σ λ 1 (19) 2 2 laquelle à présent dépend uniquement de = ( λ y λ x λ z δ ρ) t, ', ', ', ' '. t 4.1.2 La méthode d estimation Les paramètres du modèle Les principaux paramètres considérés sont, la constante «α», les coefficients «β» et le «λ» associé aux transformations de Box-Cox appliquées à la variable à expliquer Y et aux variables explicatives X et les «ρ» reliés à la structure d autocorrélation. Concernant les coefficients «β» et la constante «α», les résultats sont présentés en annexe pour chacune des dix équations. Les paramètres «λ» et «ρ» seront présentés en début d équation en complément d autres résultats statistiques. La qualité de reproduction des données Le critère statistique utilisé est le pseudo-r 2. Dans le cas d un modèle non linéaire, le pseudo-r 2 s apparente au R 2 d un modèle linéaire. Il représente ainsi le pourcentage des variations totales expliquées par la régression. En outre, nous évaluons la capacité du modèle à bien reproduire les données réelles en comparant, visuellement, l évolution des données réelles avec l évolution des données estimées. Multicolinéarité Une des principales difficultés rencontrées lors de l estimation de ce type de modèle est la multicolinéarité entre les variables explicatives. En conséquence, en complément de la mesure appelée «Indice de Belsley» et des tests réalisés par le progiciel TRIO, nous développons une méthodologie visant à réduire au minimum le risque de multicolinéarité. Nous estimons graduellement le modèle. Nous procédons donc par étape : nous considérons dans un premier temps, un nombre extrêmement réduit de variables explicatives non colinéaires. Dans un deuxième temps, nous ajoutons à ce modèle restreint une variable à la 186

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER fois, de façon à analyser son impact sur les variables déjà présentes dans le modèle. L absence de changement sur la significativité et le signe des coefficients des variables explicatives nous incite à intégrer la variable au modèle. Dans le cas contraire, la méthode d estimation nous permet d étudier les perturbations générées et de recourir soit à la modification de la variable (transformation d une variable de niveau en taux,...), soit à son remplacement par une variable proche de l effet pris en compte, soit à son rejet. Cette méthode engendre un nombre très élevé d estimations et de procédures d analyse. Cependant, elle permet d appréhender la robustesse du modèle en percevant sa stabilité tout au long des estimations. Nous constatons que les modèles sont en règle générale très stables. Les difficultés rencontrées viennent du doute sur la fiabilité de certaines séries statistiques brutes (n ayant fait l objet d aucune étude de notre part), qui dans la majorité, sont retirées du modèle pour procéder à leur analyse voire à leur reconstitution. Afin d illustrer la procédure, nous représentons par le tableau 4.1, la structure des estimations, appelée «matrice» et réalisée pour chaque modèle. ESTIMATIONS DE LA FREQUENCE DES ACCIDENTS Kilométrage Vitesse moyenne Taux de port de la ceinture Proportion des 18 à 25 ans... 1 2 3 4 5 6 7... 50.... β 1, e β 1, e β 1, e t t t β 2 e β 2 e t t β 3 e t R 2 Tests R 2 Tests R 2 Tests......... Tableau 4.1 : «Matrice d estimations» Les concepts utilisés pour analyser les résultats Dans l analyse des résultats, nous utilisons le concept d élasticité afin de mesurer l impact des différentes variables explicatives retenues sur les dix variables dépendantes considérées. Dans le cas de variables continues, l élasticité se définit comme étant le ratio de la 187

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER variation en pourcentage des deux variables évalué à un point de référence, soit la moyenne de l échantillon de ces deux variables. Par exemple, si la variable explicative X augmente de 10% et que la variable dépendante Y s accroît de 7%, on calcule une élasticité de 0,7. Toutefois, dans le cas où la variable explicative est une variable d intervention encore appelée variable muette ou «dummy», l élasticité est l impact en pourcentage sur la variable dépendante de la présence de cette variable d intervention. Il est important de rappeler que les nombreux résultats des estimations doivent être interprétés «toutes choses égales par ailleurs», ce qui signifie en d autres termes que tous les autres facteurs intégrés au modèle sont gardés constants. Nous prenons aussi en considération le test «t» de Student qui représente une mesure de la certitude du résultat obtenu. Par ailleurs, des tests ont été effectués concernant l unicité de la solution, la présence d autres paramètres d autocorrélation et la vérification de l homoscédasticité des erreurs. 188

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.2 Modélisation de la demande routière Dans cette section, nous appliquons le modèle TAG au nombre de kilomètres parcourus par les véhicules routiers sur le réseau routier français. Ce modèle identifie les facteurs affectant la demande routière et évalue le sens et l intensité de leur effet. Nous examinons tout d abord les résultats économétriques reliés à la structure du modèle de référence appliqué au kilométrage total ( 4.2.1), nous analysons et interprétons ensuite l impact des facteurs expliquant l évolution du kilométrage ( 4.2.2). 4.2.1 Résultats des estimations Le modèle associé au kilométrage est un modèle de régression multiple avec transformation de Box-Cox et autocorrélation des résidus. Le modèle final contient 28 variables dont 23 variables continues et 5 variables d intervention dites «dummies» ou muettes (voir tableau 4.14). RESULTATS DES ESTIMATIONS I. PARAMÈTRES Transformations de Box-Cox Lambda de Y et de X («t» de Student : par rapport à 0) («t» de Student : par rapport à 1) Autocorrélations des résidus Ordre 6 («t» de Student) Ordre 12 («t» de Student) KILOMETRAGE TOTAL 0.380 (10.85) (-17.67) 0.120 (2.31) 0.116 (2.82) II. STATISTIQUES GENERALES Nombre d observations 432 Log-vraisemblance - 3557.62 Pseudo-R 2 0.991 Tableau 4.2a : Résultats des estimations du modèle de référence appliqué au kilométrage total La formulation finale (λ= 0.38) est différente d une forme linéaire et d une forme log-linéaire. De plus, les variations du kilométrage sont expliquées à 99.1%. 189

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER IMPACT DE PLUSIEURS FACTEURS EXPLICATIFS SUR LE KILOMETRAGE TOTAL EN FRANCE KILOMETRAGE TOTAL LISTE DES FACTEURS UNE HAUSSE DE 10% «Toutes choses égales par ailleurs» IMPACT (Elasticité) CERTITUDE («t» de Student) 1. Les caractéristiques des véhicules Parc des poids lourds / unité de travail 1,8 % *** Parc des voitures particulières / unité de travail 4,7 % *** Part des voitures particulières diesel dans le parc total des voitures particulières 2,0 % *** Part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières 5,7 % *** 2. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières 3,3 % *** Indice de prix du transport ferroviaire 0,2 % * 3. Le chômage Nombre de demandeurs d'emploi / 100 adultes 0,1 % * 4. Les motifs de déplacement des personnes Travail net des vacances 4,5 % *** «Achats» / unité de travail 0,2 % * Vacances / unité de travail 0,5 % *** Loisirs (Consommation moyenne de vin taxée en Métropole par adulte) 2,3 % *** 5. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle-btp / unité de travail 1,7 % *** Activité industrielle-hors BTP,énergie et construction automobile / unité de travail 0,1 % * 6. Les conditions climatiques Températures moyennes France entière 3,9 % *** Neige 0,01 % * Gel 0 % * Brouillard 0,1 % ** Pluie 0,1 % ** 7. Les variables de temporalité Nombre de jours fériés et de week-ends 3,6 % *** Ecart d un mois sur l autre du nombre de jours ouvrables 0,1 % *** Nombre de journées non travaillées dans le secteur des transports 0 % * LA PRESENCE DE CETTE LOI OU DE CET EVENEMENT Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) 0,9 % * Instauration du système de Bonus-Malus (1/78) 2,1 % ** Guerre du Golfe (16/01 au 17/02 de l année 1991) 0,1 % * Contrôle technique obligatoire(vp&vu<3.5t) (01/92) 3,4 % ** Grève exceptionnelle des routiers (07/92) 1,7 % * Tableau 4.2 : Résultats du kilométrage total France entière Certitude : * : Faible probabilité que cet impact soit effectivement différent de 0 («t» de Student < 1) ** : Moyenne probabilité que cet impact soit effectivement différent de 0 («t» de Student 2 et 1) *** : Forte probabilité que cet impact soit effectivement différent de 0 («t» de Student > 2). 190

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.2.2 Analyse détaillée et interprétations générales On distingue sur les figures 4.1 et 4.2 les facteurs ayant un impact positif sur le niveau de l activité des transports de ceux qui ont un impact négatif. Une hausse de 10 %ou la présence de cet événement engendre «toutes choses égales par ailleurs» une diminution de : Une hausse de 10 % ou la présence de cet événement engendre «toutes choses égales par ailleurs» une augmentation de : Ecart du nombre de jours ouvrables Chômage Neige Guerre du Golfe Pluie Brouillard Activité industrielle - hors BTP Grève exceptionnelle des routiers Parc des poids lourds Instauration du Bonus-Malus Prix réel du carburant par kilomètre Contrôle technique obligatoire Part des petites automobiles - 6 % - 5 % - 4 % - 3 % - 2 % - 1 % 0 % Indice de prix : transport ferroviaire Déplacements :«achats» Déplacements : vacances Activité industrielle - BTP Part des voitures diesel Consommation de vin / adulte Jours fériés et week-ends Températures Déplacements : travail Parc des voitures particulières 0 % 1 % 2 % 3 % 4 % 5 % 6 % Figure 4.1 : Facteurs ayant une incidence négative Figure 4.2 : Facteurs ayant une incidence positive sur le kilométrage sur le kilométrage Facteurs ayant une incidence positive sur l activité du secteur des transports routiers Parmi les facteurs expliquant l accroissement du kilométrage total, on retient principalement, la part des motifs de déplacements des personnes avec une prépondérance du motif «domicile - travail», le parc des voitures particulières et commerciales par unité de travail, la part des voitures particulières à moteur diesel, la température, la part des jours fériés et des week-ends et enfin la consommation de vin par adulte. 191

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Le modèle de référence tel qu il est spécifié, révèle, tout en maintenant constants les autres facteurs, qu une hausse de 10% de l indice de l emploi entraîne une hausse de 4,5% du nombre de kilomètres parcourus. Il est difficile de comparer l impact de ce motif de déplacement par rapport aux autres mais on peut dire qu il représente le principal motif. Depuis vingt-cinq ans, la distance «domicile-travail» a presque doublé et le développement périurbain ou étalement urbain engendre une explosion des espaces du quotidien (Orfeuil, 1993). En outre, selon certaines études, le partage modal, désignant la répartition des différents moyens de transport en pourcentage du nombre de déplacement, est favorable aux modes de transport les plus rapides et en particulier la voiture particulière (Orfeuil & Zumkeller, 1991). Ces deux phénomènes cumulés impliquent une augmentation de l usage des voitures particulières comme moyen de transports, et de ce fait, du kilométrage total. Le facteur représentatif du parc des voitures particulières par unité de travail augmente tout au long de la période, traduisant une augmentation plus importante du parc par rapport à l indice de l emploi. L élasticité de ce facteur sur le kilométrage total s élève à 0.47 et la certitude est élevée («t» de Student égale à 6.07). On observe une augmentation de la multimotorisation des ménages engendrée par l étalement urbain d une part, mais aussi par l augmentation du pouvoir d achat des ménages. En conséquence, à niveau d emploi constant, le parc augmente, impliquant de ce fait une augmentation du kilométrage total. Il est intéressant de constater que la diésélisation croissante du parc automobile a un impact positif et très significatif sur la demande routière (élasticité égale à +0.2). Ces résultats sont appuyés par des études qui indiquent que les automobilistes qui décident de «passer au diesel» bien qu appartenant déjà à la catégorie des «gros rouleurs», augmentent néanmoins leur kilométrage de 25% environ lorsqu ils passent à une voiture à moteur diesel (Hivert, 1993). Comme «la diésélisation croissante du parc trouve principalement son origine dans la différence de prix entre le gasoil et l essence (environ 40%), qui est imputable à la fiscalité indirecte»(gallez & Madre, 1993), on peut déduire des résultats du modèle que le maintien ou l intensification d une politique d écart de prix de carburant en faveur du diesel augmente la demande routière à travers la diésélisation du parc automobile. 192

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Le travail constitue le principal motif de déplacement des personnes. Le travail, les vacances et les loisirs ont un impact positif et très significatif sur la demande routière. La consommation d'alcool est utilisé dans de nombreux pays comme un vecteur puissant d activité sociale. Il existe une forte corrélation entre les sorties, les loisirs et la consommation d alcool. En effet, on constate qu'une augmentation de 10% de la consommation de vin par adulte implique «toutes choses égales par ailleurs» un accroissement de 2,3% de la demande routière pour motif de loisirs. Une augmentation de 10% de la température moyenne nationale implique «toutes choses égales par ailleurs» un accroissement de 3.9% du kilométrage. Le climat et plus particulièrement la température influence le comportement des usagers de la route. La température ne traduit pas directement l ensoleillement mais lui est relativement corrélée. Les périodes de beau temps incitent les gens à sortir et à l opposé, les période des froid voire de gel les contraignent à des activités intérieures. La part des jours fériés et des week-ends a un impact positif et significatif sur le kilométrage total (élasticité +0.36). Les week-ends et les jours fériés ont une connotation de «temps libre» qui s est progressivement développée aux cours des quatre dernières décennies et prennent une place de plus en plus importante dans la vie quotidienne des Français. L évolution des loisirs et des activités culturelles induite par une réduction du temps de travail et par le vieillissement de la population entraîne de nouvelles pratiques de mobilité, qui se traduit par une relation positive entre la part des jours fériés et des week-ends et le niveau de demande routière. Facteurs ayant une incidence négative sur l activité du secteur des transports routiers Du modèle de référence, il ressort des résultats intéressants, notamment concernant la part des petites automobiles, le prix du carburant par kilomètre, certaines lois ou actions réglementaires (l instauration du système de Bonus-Malus et la mise en place du contrôle technique en 1992) et les perturbations transitoires (la grève exceptionnelle des routiers de juillet 1992 et la Guerre du Golfe). Tout changement dans la structure du parc des automobiles entraîne une modification dans l activité du secteur des transports routiers (voir la diésélisation des voitures particulières). 193

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Ainsi, on constate d après le modèle de référence, qu une augmentation de la part des petites automobiles (<5CV) dans la structure de parc implique une diminution du kilométrage total (élasticité de -0.57). La part croissante des petites automobiles est la contrepartie du phénomène de multimotorisation des ménages. En effet, le deuxième véhicule à l intérieur du ménage est plutôt utilisé pour des déplacements principalement en milieu urbain sur des courtes distances que pour des déplacements interurbains sur de longues distances. De plus, l intensité d utilisation des véhicules est marquée par l influence de facteurs économiques, tels que le prix du carburant par kilomètre, qui combine le prix des carburants essence et diesel. En réaction à une majoration du prix du carburant par kilomètre «toutes choses égales par ailleurs», on enregistre une diminution du nombre de kilomètres parcourus (-0.33). Au Québec, le même phénomène est observé concernant l impact du prix de l essence par kilomètre sur le kilométrage essence (-0.3) (Gaudry et al, 1994). Madre et Lambert (1989) concluent que «la sensibilité des usagers au prix des carburant est modérée, plus forte sur les autoroutes de liaison (-0.3) que sur les routes nationales (-0.2)». Par ailleurs, le prix du transport en commun ou du transport ferroviaire n a pas d impact significatif sur le kilométrage total («t» de Student très faible). Ce constat nous conforte dans le sens où il existe une très faible substitution entre les différents modes de transport. La structure de la répartition modale est assez peu flexible et l est de moins en moins. La route est, à courte et moyenne distance, le mode dominant qui structure la demande des autres modes. Les mesures en faveur du développement des autres modes de transport se doivent d être structurelles et massives si l on veut qu elles produisent quelque effet significatif à moyen terme. On constate de plus que certaines perturbations transitoires, comme la Grève exceptionnelle des routiers et la Guerre du Golfe, ont des effets sur l activité du réseau routier. Il semble que ces deux phénomènes aient entraîné une baisse du kilométrage total dans une proportion respective de 1.7% et 0.1%. Il faut toutefois interpréter ces résultats avec prudence (le «t» de Student» est très faible), d autant plus que ces effets peuvent passer indirectement via les variables d activité économique. 194

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.3 Modélisation des effets affectant le risque comportemental Dans cette section, nous présentons l application du modèle TAG à la vitesse moyenne pratiquée sur le réseau interurbain au niveau national. Ce modèle identifie les facteurs affectant la vitesse moyenne et évalue le sens et l intensité de leur effet. En premier lieu, nous nous consacrons à l examen des résultats économétriques reliés à la structure du modèle de référence ( 4.3.1) et en second lieu, nous analysons et interprétons l impact des facteurs expliquant l évolution la vitesse moyenne ( 4.3.2). 4.3.1 Résultats des estimations Le modèle associé à la vitesse moyenne est un modèle de régression multiple avec transformation de Box-Cox et autocorrélation des résidus. Le modèle final contient 22 variables dont 16 variables continues et 6 variables «dummies» (voir tableau 4.15). I. PARAMÈTRES RESULTATS DES ESTIMATIONS Transformations de Box-Cox Lambda de Y et de X («t» de Student : par rapport à 0) («t» de Student : par rapport à 1) VITESSE MOYENNE 1.472 (5.43) (1.74) II. STATISTIQUES GENERALES Nombre d observations 444 Log-vraisemblance - 314.49 Pseudo-R 2 0.81 Tableau 4.3a : Résultats des estimations associées à la vitesse moyenne La formulation finale (λ= 1.47) ne correspond ni à une forme log-linéaire, ni à une forme linéaire, mais à une fonction convexe. Les variations du kilométrage sont expliquées à 81%. 195

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER IMPACT DE PLUSIEURS FACTEURS EXPLICATIFS SUR LA VITESSE MOYENNE EN FRANCE VITESSE MOYENNE LISTE DES FACTEURS UNE HAUSSE DE 10% «Toutes choses égales par ailleurs» IMPACT (Elasticité) CERTITUDE («t» de Student) 1. L'exposition au risque Kilométrage total France entière 0,2 % *** 2. Les caractéristiques des véhicules Nombre de voitures particulières (< 5CV) / kilomètre (tout véhicule - France entière) 0,1 % ** Nombre de voitures particulières (6 à 10 CV) / kilomètre (tout véhicule - France entière) 0,02 % * Nombre de voitures particulières ( 11 CV) / kilomètre (tout véhicule - France entière) 0,1 % *** 3. Les variables de comportement des usagers de la route Taux de port de la ceinture de sécurité France entière 0,03 % ** Consommation de vin taxée en Métropole / adulte 0,04 % ** 4. Les réseaux Part de la circulation sur autoroutes 0,1 % *** Part de la circulation sur routes nationales 0,2 % *** 5. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières 0,7 % *** Indice de prix d'une automobile 0,2 % *** 6. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle - BTP / unité de travail 0,02 % * Activité industrielle - hors BTP,énergie et construction automobile / unité de travail 0,02 % * 7. Les conditions climatiques Brouillard 0 % - Pluie 0 % - 8. Les variables de temporalité Nombre de jours fériés et de week-ends 0,02 % * Départs et retour de vacances 0 % - LA PRESENCE DE CETTE LOI OU DE CET EVENEMENT Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) 2,8 % *** Instauration du Bonus-Malus (1/78) 0,5 % *** Programme : objectif -10% (7/82) 0,6 % *** Retrait immédiat du permis de conduire en cas d alcoolémie (09/86) 0,5 % *** Limitation 50 km/h en ville (12/90) 2,6 % *** Dispositif pour le transport des enfants (01/92) 0,4 % ** Tableau 4.3 : Résultats des estimations de la vitesse moyenne Certitude : * : Faible probabilité que cet impact soit effectivement différent de 0 («t» de Student < 1) ** : Moyenne probabilité que cet impact soit effectivement différent de 0 («t» de Student 2 et 1) *** : Forte probabilité que cet impact soit effectivement différent de 0 («t» de Student > 2). 196

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.3.2 Analyse détaillée et interprétations générales Une hausse de 10 % ou la présence de cet événement engendre «toutes choses égales par ailleurs» une diminution de : Une hausse de 10 %ou la présence de cet événement engendre «toutes choses égales par ailleurs»une augmentation de : Nombre de Jours fériés et de week-ends Activité industrielle - hors BTP Activité industrielle - BTP Part des voitures particulières (de 6 à 10 CV) Indice de prix d une automobile Dispositif pour le transport des enfants Consommation de vin par adulte Part des voitures particulières (< 5CV) Taux de port de la ceinture de sécurité Kilométrage total Part de la circulation sur routes nationales Instauration du Bonus - Malus Renforcement des infractions en cas d alcoolémie Objectif - 10 % Prix réel du carburant par kilomètre Limitation 50 km/h en ville Limitation généralisée de la vitesse - 3,5 % - 3,0 % - 2,5 % - 2,0 % - 1,5 % - 1,0 % - 0,5 % 0 % Part des voitures particulières (de 11CVet plus) Part de la circulation sur autoroutes 0 % 0,1 % 0,2 % Figure 4.3 : Facteurs ayant une incidence négative incidence positive sur la vitesse Figure 4.4 : Facteurs ayant une sur la vitesse Facteurs ayant une incidence positive sur la vitesse moyenne Les trois facteurs identifiés comme ayant un impact positif sur la vitesse sont le taux de port de la ceinture de sécurité routière, la part des voitures particulières de 11CV et plus, et la part de la circulation sur autoroutes. Leur impact est modéré (soit respectivement +0.03%, +0.1% et +0.1%) mais non négligeable. En effet, la vitesse interurbaine estimée étant une moyenne au niveau national, cela sous-entend qu il faut qu une majorité de conducteurs modifie leur comportement en terme de vitesse pour observer une incidence au niveau agrégé. 197

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER L impact positif sur la vitesse moyenne d une augmentation de la part de la circulation sur autoroute ou de la part des voitures particulières de plus de 11CV est conforme aux anticipations. Le résultat obtenu sur le port de la ceinture de sécurité est intéressant. Il confirme l existence d un phénomène de rétroaction du comportement du conducteur face à une mesure de sécurité visant à réduire la gravité des accidents. Bien que ce phénomène soit moins important que dans le cas d une mesure dont l objectif est de réduire l occurrence d un accident, le modèle révèle son existence et évalue son intensité (voir tableau 4.15). Facteurs ayant une incidence négative sur la vitesse moyenne Parmi les facteurs identifiés comme ayant une incidence négative sur la vitesse moyenne, on observe en premier lieu, les lois concernant les limitations de vitesse, en rase campagne (-2,8%) et en agglomération (-2.6%). Les résultats sont de plus très significatifs. La sensibilité des consommateurs au prix du carburant par kilomètre entraîne, en plus d une diminution de leur demande kilométrique, une diminution de leur vitesse (-0.7%). Ce résultat confirme la prise de conscience de la part des conducteurs de la relation positive entre la vitesse et la surconsommation en énergie de leur véhicule. Parmi les politiques de sécurité routière étudiées par le modèle TAG, les mesures de répression apparaissent certainement comme les plus efficaces. On peut observer leur conséquence indirecte sur la vitesse moyenne. Ce phénomène est notamment constaté pour la mesure répressive de retrait immédiat du permis de conduire en cas d alcoolémie (09/86) (- 0.5%) et de l instauration du Bonus-Malus (-0.5%).La mesure relative au programme objectif «-10%» a un impact non négligeable sur la vitesse moyenne (-0.6%). 198

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.4 Modélisation des indicateurs de l insécurité routière Dans cette section, nous développons l application du modèle TAG aux deux catégories d accidents (corporels et mortels), aux trois niveaux de gravité (gravité légère, lourde et mortelle) et aux trois catégories de victimes (blessés légers, blessés graves et tués). Ces modèles visent à identifier les facteurs affectant le bilan routier et à évaluer le sens et l intensité de ces facteurs. En premier lieu, nous nous consacrons à l examen des résultats économétriques liés à la structure des modèles de référence des huit indicateurs du risque routier ( 4.4.1) en second lieu, nous analysons et interprétons l impact des facteurs expliquant l évolution du bilan routier ( 4.4.2). 4.4.1 Résultats des estimations Pour chacune des huit équations, un modèle de régression multiple avec transformations de Box-Cox et autocorrélation des résidus est appliqué. Le modèle final contient 41 variables dont 29 variables continues et 12 variables «dummies». La grande majorité de ces variables ont un impact important sur les accidents, sur leur gravité et sur les victimes (voir tableau 4.4a). I. PARAMÈTRES RESULTATS ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DES ESTIMATIONS CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS Transformations de Box-Cox Lambda de Y et de X («t» de Student : par rapport à 0) («t» de Student : par rapport à 1) 0.614 (7.12) (-4.48) 0.058 (0.83) (-13.56) 0.308 (3.04) (-6.84) -0.463 (-2.17) (-6.86) 0.756 (4.58) (-1.98) 0.028 (0.25) (-8.45) BLESSES GRAVES 0.034 (0.33) (-9.33) TUES -0.003 (-0.05) (-20.64) Autocorrélations des résidus Ordre 1 («t» de Student) Ordre 4 («t» de Student) Ordre 8 («t» de Student) Ordre 12 («t» de Student) II. STATISTIQUES GENERALES 0.340 (9.01) 0.624 (17.33) 0.233 (7.06) 0.700 (21.36) 0.260 (4.31) -0.154 (-3.20) -0.116 (-1.90) 0.224 (3.80) -0.265 (-4.12) -0.317 (-4.63) 0.345 (5.25) 0.251 (4.57) -0.231 (-3.37) -0.357 (-5.88) 0.292 (4.90) Nombre d observations 432 432 323 323 440 312 312 432 0.209 (5.87) -0.343 (-6.68) -0.282 (-5.16) 0.426 (8.32) Log-vraisemblance -3453.05-2349.67 923.47 1069.10 1190.36-2523.37-2196.66-2378.08 Pseudo-R 2 0.955 0.923 0.860 0.950 0.801 0.951 0.973 0.933 Tableau 4.4a : Résultats des estimations associées aux huit équations du bilan routier La formulation finale des modèles de référence associés aux trois catégories de victimes et au nombre d accidents se rapproche fortement de la formulation log-linéaire. Quant aux paramètres d autocorrélation, ils retiennent d une part, un effet à court terme (c est à dire au cours des quatre premiers mois) et d autre part, un effet à plus long terme entre huit et douze mois. Le pseudo-r 2 excède en général 92% à l exception du taux de gravité mortelle et légère. 199

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER ACCIDENTS LISTE DES FACTEURS CORPORELS MORTELS UNE HAUSSE DE 10%«Toutes choses égales par ailleurs» «e» «t» «e» «t» 1. L'exposition au risque Kilométrage total 4.6 % *** 10 % *** 2. Les caractéristiques des véhicules Part des poids lourds dans le parc total des véhicules légers 1.1 % * 2.6 % ** Part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières 10.5 % *** 8.7 % *** Parc des cyclomoteurs 3.2 % *** 1.4 % ** Parc des motocycles 2.0 % *** 2.4 % *** 3. Les caractéristiques des usagers de la route Proportion des 18 à 25 ans / population adulte 6 % *** 1.2 % * 4. Les variables de comportement Vitesse moyenne estimée 5.4 % ** 7.7 % ** Taux de port de la ceinture de sécurité France entière 0.03 % * 0.2 % *** Consommation de vin / 1000 km 0.01 % * 2.2 % *** 5. Les réseaux Part de la circulation sur autoroutes 0.4 % ** 0.7 % * Part de la circulation sur routes nationales 1.2 % ** 3 % *** 6. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières 1.7 % *** 2.3 % *** 7. Le chômage Nombre de demandeurs d emploi /100 adultes 0.3 % * 0.2 % * 8. Les motifs de déplacement des personnes Travail net des vacances / kilométrage total 1.8 % *** 0.6 % * «Achats» / kilométrage total 1.5 % ** 0.3 % * Vacances / kilométrage total 0.1 % *** 0.03 % * 9. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle - BTP / kilométrage total 3.9 % *** 1.3 % ** Activité industrielle-hors BTP, énergie, construction auto. / kilométrage total 0.7 % ** 0.4 % * 10. Les variables climatiques Températures moyennes France entière 0.2 % * 3.9 % *** Neige 0.1 % ** 0.1 % ** Gel 0.2 % ** 0.03 % * Brouillard 0.1 % ** 0.2 % ** Pluie 0.04 % * 0.1 % ** 11. Les variables de temporalité Nombre de jours fériés et de week-ends 0.1 % * 0.5 % * Nombre de jours de veille de départ en week-ends dus à un jour férié -- -- -- -- Ecart d un mois sur l autre du nombre de jours ouvrables 0.05 % *** 0.04 % ** Départs et retour de vacances 0.3 % ** -- -- Nombre de jours où l heure d été est appliquée -- -- -- -- LA PRESENCE DE CETTE LOI OU DE CET EVENEMENT Seuil d alcoolémie (0,8 et 1,20g/l) (11/71) 4 % ** 3 % * Port obligatoire du casque pour les motocyclistes (07/73 et 01/75) 9 % * 1 % ** Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) Nul * 2 % * Port obligatoire du casque pour les cyclomotoristes (10/76 et 01/80) 1 % * 3 % * Instauration du Bonus-Malus (1/78) 3 % * 5 % ** Contrôle aléatoire d alcoolémie (07/78) 4 % ** 6 % ** Programme : objectif -10% (7/82) 2 % ** 3 % ** Retrait immédiat du permis de conduire en cas d alcoolémie (09/86) Nul * 1 % * Dispositif pour le transport des enfants (01/92) 5 % *** 2 % * Grâces présidentielles Nul * 1 % * Accident de Beaune (07/82) 2 % * 3 % * Guerre du Golfe (16/01 au 17/02 de l année 1991) 7 % *** 3 % * Grève exceptionnelle des routiers (07/92) 3 % *** 3 % * Certitude : * : Faible («t» de Student < 1) Impact : «e» «élasticité» ** : Moyenne («t» de Student 2 et 1) *** : Elevée («t» de Student > 2). 200

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER GRAVITE VICTIMES LÉGÈRE LOURDE MORTELLE BLESSÉS LÉGERS BLESSÉS GRAVES TUÉS «e» «t» «e» «t» «e» «t» «e» «t» «e» «t» «e» «t» 0.8 % *** 1.4 % *** 0.3 % ** 8.7 % *** 7.4 % *** 10.1 *** 1.6 % *** 2.4 % ** 0.2 % * 4.5 % *** 3.1 % ** 1.4 % * 0.9 % * 4.5 % *** 0.4 % * 1.3 % * 4 % ** 5.7 % *** 0.3 % * 4.0 % *** 0.2 % ** 6.7 % *** 6.8 % *** 2.2 % *** 1.1 % *** 1.3 % ** 0.1 % * 2.5 % *** 1.6 % ** 0.7 % ** 2.8 % ** 1.6 % * 0.5 % * 4.5 % * 0.09 * 1.7 % * 0.6 % * 3.2 % * 0.6 % * 8.6 % *** 7.4 % ** 6.0 % ** 0.6 % *** 0.4 % ** 0.1 % *** 1.5 % *** 1.3 % *** 0.2 % *** 0.1 % * 0.2 % * 0.1 % * 2.0 % *** 1.8 % *** 2.3 % *** 0.4 % ** 0.1 % * 0.1 % ** 0.8 % ** 0.3 % * 0.03 * 0.2 % * 1 % ** 0.3 % ** 3.3 % *** 4.2 % *** 4.6 % *** 0.2 % * 0.01 * 0 % * 0.1 % * 0.5 % * 1.4 % ** 0.1 % * 0.1 % * 0.01 * 0.7 % ** 1.4 % *** 0.1 % * 1.2 % *** 0.7 % *** 0.3 % ** 0.8 % ** 0.7 % * 0.8 % ** 0.5 % ** 1.1 % ** 0.1 % * 0.6 % * 0.1 % * 0.6 % * 0.4 % *** 0 % * 0.03 *** 0.02% * 0.2 % ** 0.03 * 0.6 % *** 0.9 % *** 0.3 % ** 0.3 % * 0.3 % * 1 % ** 0.05 * 0.1 % * 0.01 * 2.1 % *** 0.8 % ** 0.2 % * 0.4 % ** 0.2 % * 0.5 % *** 1.5 % *** 2.9 % *** 4.3 % *** 0.02 ** 0.01 * 0.01 * 0.03 * 0.02 * 0.04 ** 0.1 % ** 0 % * 0.1 % ** 0.1 % ** 0.03 * 0.02 * 0.04 ** 0.1 % ** 0.01% * 0.1 % ** 0.2 % ** 0.3 % *** 0.03 ** 0.02 * 0.01 * 0.1 % ** 0.04 * 0.2 % ** 0.04 * 0.8 % *** 0.2 % ** 0.2 % * 0.02 * 2 % *** 0.04 * 0.3 % ** --- --- 0.1 % * 0.1 % * 0.04 * 0.01 ** 0.01 * 0.01 *** 0.1 % *** 0.06 *** 0.02 * 0.1 % * --- --- 0.2 % *** 0.2 % * --- --- 0.5 % ** Nul * 0.01 *** 0.01 * 0.5 % *** 0.4 % *** 0.4 % ** 1.7 % *** 0.8 % * 0.1 % * 1.3 % * 2.3 % * 1.1 % * 0.5 % * 5.1 % ** 0.7 % * 5% * 12 % ** 12 % ** Nul * 0.4 % * 1.2 % * 0.3 % * 1 % * 3.4 % * 0.9 % ** 2.7 % ** 0.1 % * 1.2 % * 3.9 % *** 1.8 % * 0.9 % * 3.9 % *** --- --- 0.3 % * 3 % ** 5.1 % ** 1.3 % * 1.9 % * 0.8 % ** 6.1 % *** 7.1 % *** 7.6 % *** 0.6 % * 2.6 % *** 0.2 % * 0.8 % * 1.4 % * 3.8 % *** 0.4 % * 4 % *** 0.5 % * 3.7 % ** 3.6 % ** 2.1 % * 0.3 % * 3 % ** 0.4 % * 0.1 % * 0.7 % * 3.9 % ** 1.1 % ** 1.3 % ** --- --- 0.5 % * 1.5 % * 1.8 % * Nul * 0.3 % * 5.5 % * 0.2 % * 4.3 % * 6.7 % * 1.1 % ** 0.5 % * 0.3 % * 8.1 % *** 6.5 % ** 3.3 % * Nul * 2.1 % * 0.6 % * 6.9 % * 4.9 % * 2.6 % * Tableau 4.4 : Résultats des estimations des indicateurs du risque routier 201

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Dans les sections suivantes, les résultats et les interprétations de chaque variable explicative doivent être considérés «toutes choses égales par ailleurs». Ainsi, à l exception de l étude de l impact de l exposition au risque ou de la vitesse, le cadre de l analyse est réalisé à présent, à kilométrage donné ou à vitesse donnée. La question principale est : est-ce que la variable étudiée, «toutes choses égales par ailleurs», peut entraîner une modification sur le système de circulation de telle façon que le bilan routier soit amélioré ou détérioré? Afin de ne pas développer une analyse détaillée de l ensemble des résultats de l estimation du modèle TAG, nous concentrons notre attention sur les facteurs les plus représentatifs de leur catégorie. 4.4.2 L incidence de l activité du secteur des transports Le principal composant du risque routier repose sur l activité du secteur des transports routiers. La construction de cette variable a nécessité de nombreux efforts et sa fiabilité est essentielle à l estimation du modèle TAG. Impact d une hausse de 10 % du kilométrage sur les indicateurs du risque routier EXPOSITION ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES AU RISQUE CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS BLESSES GRAVES Kilométrage total TUES Impact direct + 4.6 % + 10 % - 0.8 % -1.4 % + 0.3 % + 8.7 % + 7.4 % + 10.1% «t» de Student (+ 4.75) (+ 4.49) (- 1.99) (-2.80) (+ 1.61) (+4.77) (+ 4.70) (+ 5.14) Tableau 4.5 : Impact du kilométrage L ensemble des indicateurs du risque routier, exceptés les taux de gravité, sont très liés à l évolution du kilométrage. Ce résultat nous assure d une part, une fiabilité de notre construction de la série du kilométrage (voir chapitre 2), et d autre part, une cohérence par rapport aux analyses du même type réalisées à l échelle mondiale. Ainsi, le modèle DRAG-2 conclut à un impact de 8% et de 7.5% d une hausse de 10% du kilométrage sur les accidents corporels et mortels (Gaudry, Fournier & Simard, 1995). Les auteurs du modèle DRAG-2 distinguent deux taux de gravité, la morbidité et la mortalité, ayant une incidence respectivement de -0.8% et +1%. Concernant les victimes, l impact du kilométrage sur les 202

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER blessées est de + 7.3% et sur les tués de + 9%. Il est donc intéressant d observer une similitude élevée dans la quantification de l incidence du kilométrage sur les indicateurs de l insécurité routière entre le Québec et la France. Seule différence notable, l impact plus faible du kilométrage sur les accidents corporels (+ 4.6%) en France en comparaison aux résultats du modèle Québécois (+ 8.0%). Dans la perspective de positionner nos résultats par rapport aux études reposant sur un cadre méthodologique similaire, le modèle norvégien réalisé par Fridström et Ingebrigtsen (1991) conclut à une incidence entre 8 et 9 % du kilométrage sur les accidents corporels. Cependant, à la différence du modèle DRAG-2 ou TAG, les auteurs mesurent l exposition au risque par l évolution des ventes d essence. En règle générale, en nous référant à la revue critique des modèles macro-économiques du risque routier effectuée par Hakim et al. (1991), l exposition au risque exprimée en kilomètres parcourus est corrélée positivement au nombre d accidents et de tués. Nos résultats confirment ces conclusions et permettent de mesurer l ordre de grandeur de l incidence du kilométrage. Effet de substitution 12,0% Impact d une hausse de 10% de l exposition au risque 10,0% 8,0% 6,0% 4,0% 2,0% 0,0% -2,0% Accidents corporels Accidents mortels Gravité légère Gravité lourde Gravité mortelle Blessés légers Blessés graves Tués Figure 4.5 : Une hausse de 10% de l exposition au risque La présentation des résultats sous la forme d un graphique répond à deux objectifs : le premier est de permettre une lecture plus aisée, le second est de mettre en évidence les éventuels effets de substitution entre les différents indicateurs du risque routier. 203

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Au regard des résultats, on constate tout d abord qu une augmentation du kilométrage accroît nettement le risque d accidents mortels par rapport au risque d accidents corporels. On distingue le même phénomène, mais avec une ampleur plus faible, au niveau des tués et des blessées légers ou graves. De plus, une augmentation du kilométrage engendre d une part, une hausse proportionnelle des accidents mortels et des tués et d autre part, une progression moins que proportionnelle des accidents corporels, des blessés légers et graves. En d autres termes, si le nombre de kilomètres parcourus double, cela engendre un nombre d accidents mortels et de tués multiplié par deux, et dans une moindre proportion une augmentation du nombre d accidents corporels, de blessés légers et graves. Cette différence d impact sur les tués (accidents mortels) et sur les blessés (accidents corporels), est difficile à expliquer. Car elle ne peut pas être liée à la nature des trajets qui augmentent au niveau agrégé le kilométrage, toutes choses étant égales par ailleurs dont la part des circulations suivant la nature des réseaux. Une multiplication des déplacements de courte distance, effectués en majorité en milieu urbain augmenterait le nombre d accidents corporels et par induction des blessés légers ou graves. A l opposé, la multiplication des trajets interurbains de longue distance, notamment en période de vacances (voir tableau 4.4), augmenterait le risque d accidents mortels parce que la gravité sur le réseau des routes nationales et départementales est plus élevée. Il faut chercher l explication par d autres variables absentes du modèle comme la part de la circulation jour/nuit, l effet de substitution pouvant être induit par le différentiel de gravité des accidents suivant les périodes diurne et nocturne. Les résultats obtenus nous indiquent donc que l augmentation du kilométrage a un impact plus élevé sur les accidents mortels et le nombre de tués que sur les accidents corporels et les blessés légers ou graves. Toutefois, on constate que sur l ensemble de la période, l indice de circulation ne cesse de s accroître alors que le nombre d accidents mortels et de victimes tuées diminue (voir chapitre 1, figure 1.11). Dans ce contexte, l effet très élevé d une hausse du trafic sur la mortalité peut être masqué par d autres facteurs qui influent en sens contraire sur l évolution du nombre de tués. Congestion du trafic 204

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Il faut préciser que les résultats obtenus sont à considérer à vitesse moyenne donnée. Toutefois, la vitesse ne retranscrit pas la congestion du trafic car elle est estimée par trafic fluide uniquement sur le réseau routier interurbain. L hypothèse de congestion de la circulation repose sur l observation d une saturation progressive du trafic au niveau de certaines villes françaises. En effet, la configuration du réseau français se distingue par des zones limitées où le trafic est extrêmement dense et par des zones étendues où la circulation est très faible. Au niveau de certaines agglomérations, la congestion est maximale. Dans ce contexte, la diminution inéluctable de la vitesse devrait agir sur le volume des accidents corporels et mortels. Gaudry, Fournier & Simard proposent de retranscrire la congestion du trafic sur l évolution du risque routier en introduisant une forme quadratique du kilométrage. Concrètement, le nombre d accidents et les taux de gravité augmentent jusqu'à un maximum, puis la congestion du trafic engendre une diminution progressive du risque malgré une augmentation du kilométrage. On procède donc à une nouvelle estimation du modèle en introduisant le phénomène de la congestion du trafic. On passe de la formulation initiale suivante : ( λ ) ( λ ) ( λ ) Yt = α+ βkmt + βkxkt + ε t (20) k où Km représente le kilométrage total France entière, au modèle modifié suivant : ( ) ( λ ) ( λ ) 2 0 ( λ ) Y = α + β Km + β Km + β X + ε t 1 t 2 t k kt t k On obtient de nouveaux coefficients β et de nouvelles élasticités (tableau 4.6) 40. (21) 40 Conditions nécessaires pour obtenir un maximum ou un minimum : (a) Il n'y a aucune condition sur λ (b) Concernant les conditions sur λ 1 (où λ 1 = 2. λ) λ 1 β 1 β 2 Forme Si λ 1 > 1 > 0 < 0 Maximum < 0 > 0 Minimum Si λ 1 < 1 < 0 > 0 Maximum > 0 < 0 Minimum Si λ 1 = 1 Le problème n'est pas identifié et la régression (21) est impossible 205

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER CONGESTION ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DU TRAFIC CORPORELS MORTEL S LEGERE LOURDE MORTELL E BLESSES LEGERS BLESSES GRAVES 1. Modèle final TUES Kilométrage (λ flottant) («t» de Student) 2. Modèle final avec congestion 4.6 % (4.75) 10 % (4.49) 0.8 % (-1.99) 1.4 % (-2.80) 0.3 % (1.61) 8.7 % (4.77) 7.4 % (4.70) 10.1% (5.14) Kilométrage (λ = 1) («t» de Student) Kilométrage au carré (λ 0 flottant et λ 1 =2.λ 0 ) («t» de Student) 2.3 % (-2.28) 4.8 % (λ 1= 0.05) (3.65) 4.3 % (-2.10) 7.8 % (λ 1= 0.28) (3.39) 0.4 % (1.28) 1.2 % (λ 1=0.32) (-1.98) 3.3 % (-2.63) 1.2 % (λ 1= 2.40) (3.69) 1.1 % (2.18) 0.3 % (λ 1= 2) (-2.10) 2.7 % (-1.10) 5.9 % (λ 1= 0.28) (2.75) 11.5 % (3.58) 2.0 % (λ 1= 2.34) (-2.08) 2.4 % (-2.29) 6.4 % (λ 1= 0.20) (4.45) Log-vraisemblance -3456.52-2344.97 929.72 1077.69 1193.79-2518.40-2187.82-2371.01 Tableau 4.6 : Congestion du trafic L intégration dans le modèle du phénomène de la congestion du trafic entraîne l introduction d une variable supplémentaire. Les résultats obtenus pour chaque indicateur de l insécurité routière confirment la forme quadratique du kilométrage. De plus, la transformation du modèle ne modifie pas le signe des coefficients et l ordre de grandeur des élasticités des autres facteurs, ceci renforce la robustesse des résultats énoncés. Cependant, l addition des élasticités de la forme quadratique n indique pas nécessairement la même incidence du kilométrage que dans le modèle initial. Dans les résultats relatifs à la vitesse (tableau 4.3), on constate qu une hausse de 10% du kilométrage total entraînerait «toutes choses égales par ailleurs» une diminution de 0,2% de la vitesse moyenne. Ce résultat additionné au fait qu une diminution de la vitesse de 1% entraîne «toutes choses égales par ailleurs» une baisse de 0,77 % des accidents mortels et de 0,6 % des tués (tableau 4.4), montre que nos résultats se rapprochent de ceux obtenus dans le modèle DRAG, ainsi que des résultats d autres chercheurs (Sheffer, 1994, Smeed, 1949 et Zlatoper, 1991). 4.4.3 La prise de risque 206

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER C est dans la perspective de mieux appréhender et de mesurer l incidence du comportement de l usager sur les indicateurs du bilan routier que nous regroupons dans cette section, la vitesse, le taux de port de la ceinture de sécurité et la consommation de vin. Ces variables ne permettent pas une approche du comportement du conducteur dans sa globalité. Cependant, chaque variable exprime un rapport à la norme sociale ainsi qu une forme de prise de risque dans la conduite d un véhicule. La structure du modèle TAG permet de mesurer les incidences directe et indirecte d un facteur sur le bilan routier à travers le kilométrage total et la vitesse moyenne. Le tableau 4.7 présente l impact total sur le bilan routier d une hausse de 10% de chaque variable exprimant le comportement de l usager. Impacts direct et indirect d une hausse de 10% des variables de comportement sur les indicateurs du risque routier VARIABLES ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DE COMPORTEMENT CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS 1. Vitesse moyenne BLESSES GRAVES TUES Impact direct + 5.4 % + 7.7 % - 0.6 % + 3.2 % + 0.6 % + 8.6 % + 7.4 % + 6.0% 2. Taux de port de la ceinture de sécurité Impact direct - 0.03 % - 0.2 % - 0.6 % - 0.4 % - 0.1 % - 1.5 % - 1.3 % - 0.2 % Impact indirect / vitesse + 0.02 % + 0.02 % 0 % + 0.01 % 0 % + 0.02 % + 0.02 % + 0.02 % Impact total - 0.01 % - 0.18 % - 0.6 % - 0.39 % - 0.1 % - 1.48 % - 1.28 % - 0.18 % 3. Consommation d alcool Impact direct + 0.01 % + 2.2 % - 0.1 % + 0.2% - 0.1 % + 2 % + 1.8 % + 2.3 % Tableau 4.7 : Variables de comportement La vitesse décrit l incidence sur le risque routier du comportement de l individu au niveau de sa maîtrise du véhicule. Plus l usager accroît sa vitesse, moins il peut exercer une action efficace face à une perturbation de son environnement. De la même façon, une hausse de la vitesse accroît le degré de gravité de l accident. 207

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER La vitesse moyenne estimée dans le modèle TAG correspond à une donnée agrégée, représentative de l ensemble de la population des usagers, de l ensemble des catégories de véhicules et de l ensemble des réseaux routiers interurbains nationaux. Les résultats obtenus par le modèle sont conformes aux anticipations. L augmentation de la vitesse a une incidence directe très élevée sur les indicateurs du risque (tableau 4.7). Lassarre (1986) a développé un modèle ARIMA afin d évaluer les effets en France des limitations de vitesse, de la crise de l énergie et du port de la ceinture de sécurité sur le nombre d accidents et de tués du réseau Gendarmerie de 1970 à 1977 en tenant compte de quatre facteurs explicatifs : le parcours, la vitesse moyenne de jour, l écart-type de la vitesse et le pourcentage d occupants ceinturés aux places avant des véhicules particuliers. Chacun de ces indicateurs concernent les réseaux des routes nationales, ainsi que deux variables d intervention représentatives des mois où les limitations de vitesse ont débuté (juin 1973 et décembre 1973). Les résultats obtenus montrent que la relation entre le nombre de tués et le nombre de kilomètres parcourus est très élastique et que la vitesse intervient plus par son écart-type que par sa moyenne. Le taux de port de la ceinture de sécurité traduit la prise en compte par l usager du risque dans un comportement d auto-protection. En effet, le port de la ceinture manifeste la détermination du conducteur à diminuer son risque d être blessé en cas de collision. Les résultats confirment l efficacité de la ceinture de sécurité. Le fait de porter plus souvent la ceinture diminue de façon directe le risque routier. Cependant, l ordre de grandeur de l impact direct, en moyenne de 1%, est faible. L analyse des résultats révèle également un phénomène contraire. Le port de la ceinture engendre un accroissement de la vitesse (tableau 4.7) et par induction du bilan routier. Il semble donc que la ceinture de sécurité incite les usagers à modifier leur comportement et à augmenter leur vitesse. Le sentiment de sécurité relatif au port de la ceinture est à l origine d une perception biaisée de la prise de risque du conducteur. Cet effet indirect contraire reste cependant très inférieur à l impact direct. Ce résultat reflète parfaitement le phénomène connu de rétroaction du comportement des conducteurs. Selon Evans (1991), les changements technologiques apparents entraînent un certain niveau de rétroaction du comportement contrairement aux changements invisibles (barre de protection latérale). En outre, Lund et O Neil (1986) montrent que les mesures de sécurité ayant pour effet de réduire la gravité des dommages subis (ce qui est le cas du port de la ceinture de sécurité) plutôt que la probabilité d accident devraient entraîner moins de 208

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER compensation de la part des usagers. En effet, on constate que le phénomène de rétroaction du comportement de la part des conducteurs existent mais leur impact négatif sur le bilan routier reste marginal (tableau 4.7). Le modèle TAG tente d appréhender l incidence sur le bilan routier du comportement de l usager vis à vis de l alcool. La conduite en état d ébriété est souvent la cause d accidents. Selon une enquête réalisée par l ONSER 41 en 1977, 36,5% des conducteurs ou piétons impliqués dans un accident mortel de la circulation ont une alcoolémie dépassant le seuil légal de 0,8g/l. En outre, une étude menée en 1981 a permis de calculer un risque relatif en fonction de l alcoolémie (Dally, 1985). Ainsi, selon l auteur, la probabilité d accident mortel est multipliée par 1,9 pour une alcoolémie comprise entre 0.50 g/l et 0.79 g/l par respectivement 10, 35, 75 pour une alcoolémie comprise en 0.80 g/l et 1.19 g/l, 1.2 g/l et 1.99 g/l, et > 2 g/l. On observe que le risque d accident mortel commence en deçà du seuil légal de 0.80g/l et n est de loin pas négligeable. L augmentation de la consommation d alcool influe directement sur les indicateurs du risque routier. Une augmentation de 10% de la consommation de vin par adulte accroît les accidents mortels, les blessés légers, les blessés graves et les tués respectivement de 2,2%, de 2%, de 1,8% et de 2,3%. La consommation d alcool a également un impact indirect par son effet sur la vitesse (tableau 4.7), mais qui est plus en rapport avec des déplacements de loisirs. En comparaison avec les recherches sur le thème de l alcool, le modèle DRAG-2 qui a la structure la plus proche du modèle TAG conclut à une augmentation des accidents corporels et du nombre de blessés mais à une diminution d accidents mortels et du nombre de tués. Ce résultat diffère a priori de notre analyse et de nombreuses recherches reposant sur des cadres méthodologiques très variés où la consommation d alcool est plus fortement associée aux accidents mortels que corporels. Cependant, la construction de la variable du modèle DRAG-2 intègre trois catégories d alcool : la bière, le vin et les spiritueux. La décomposition de la variable révèle des résultats différents selon le type d alcool. Il faudrait que le modèle TAG intègre des consommations en quantité d alcool pur d autres catégories de boissons alcoolisées pour mieux appréhender comme on l a vu au chapitre précédent les différents modes d alcoolisation. Nonobstant la diversité des approches théoriques, l incidence de l alcool sur le bilan routier est sujet à des controverses. Ainsi, Fridström et Ingebrigtsen (1991) et Gaudry (1984) concluent que la consommation d alcool diminue les accidents mortels et les tués. A l opposé, selon Zlatoper (1984), Loeb (1987), Hoxie et Skinner (1985), la consommation est positivement 41 Observatoire National de Sécurité Routière (Alcool, conduite et insécurité routière : Cahiers d études n 65, 1985). 209

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER corrélée aux accidents mortels. Ce résultat est également confirmé par Sommers (1985), Colon et Cutter (1983), qui procèdent à une étude détaillée par catégorie d alcool. La consommation de vin que nous intégrons dans le modèle TAG exprime imparfaitement la consommation totale d alcool, ce qui limite notre apport dans ce débat. De plus, la consommation de vin en France est assimilée aux habitudes de la population au contraire d autres pays où la consommation de bière et de spiritueux est la principale forme d alcool consommée. Cette différence nationale nous incite à une certaine prudence lors des rapprochements de nos résultats avec ceux des autres études. Effet de substitution Impact d une hausse de 10% de la vitesse moyenne 8,0% 7,0% 6,0% 5,0% 4,0% 3,0% 2,0% 1,0% 0,0% -1,0% Accidents corporels Accidents mortels Gravité légère Gravité lourde Gravité mortelle Blessés légers Blessés graves Tués Figure 4.6 : Une hausse de 10% de la vitesse moyenne L impact total de la vitesse sur le bilan routier est très élevé, de l ordre de 5 à 6%. Il semble que le taux de gravité lourde se substitue au taux de gravité légère. En effet, le risque de dommage corporel augmente avec l accroissement de la vitesse. 210

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Impact d une hausse de 10% du taux de port de la ceinture 0,0% -0,2% -0,4% -0,6% -0,8% -1,0% -1,2% -1,4% -1,6% Accidents corporels Accidents mortels Gravité légère Gravité lourde Gravité mortelle Blessés légers Blessés graves Tués Figure 4.7 : Une hausse de 10% du taux de port de la ceinture de sécurité Le taux de port de la ceinture a une incidence principalement sur le taux de gravité et sur le nombre de blessés légers et graves. Son impact sur le nombre de tués est limité. Il semble donc que le port de la ceinture diminue les dommages corporels liés à l accident mais reste relativement inopérante dans le cas d un choc occasionnant un décès. Il serait intéressant de mesurer de la même façon l incidence de l air-bag et de comparer leur effet respectif ou cumulé sur le nombre de tués. 4.4.4 Les effets de la conjoncture économique L environnement économique influe sur le système de la circulation routière. Nous regroupons dans cette section un ensemble de variables explicatives du modèle TAG liées directement ou indirectement à la situation économique. La structure du parc La conjoncture économique détermine en partie la structure du parc. Le parc des poids lourds est ainsi directement lié à l activité économique. De la même façon, l accroissement du parc des petites automobiles résulte d une part de la hausse du pouvoir d achat permettant la multiplication des ménages possédant deux véhicules, et d autre part du choix du consommateur pour des véhicules à faible consommation d essence. 211

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Impacts direct et indirect d une hausse de 10% des variables représentant la structure du parc sur les indicateurs du risque routier STRUCTURE ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DU PARC CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS BLESSES GRAVES 1. Part des poids lourds Impact direct - 1.1 % + 2.6 % + 1.6 % - 2.4 % - 0.2 % + 4.5 % + 3.1 % + 1.4 % TUES 2. Part des petites automobiles Impact direct - 10.5 % - 8.7 % + 0.9 % + 4.5 % - 0.4 % + 1.3 % - 4 % - 5.7 % Impact indirect / kilométrage - 2.5 % - 5.5 % + 0.4 % + 0.7 % - 0.2 % - 4.8 % - 4.1 % - 5.5 % Impact total - 13 % - 14.2 % + 1.3 % + 5.2 % - 0.6 % - 3.5 % - 8.1 % - 11.2 % 3. Parc des cyclomoteurs Impact direct + 3.2 % +1.4 % - 0.3 % + 4.0 % + 0.2 % + 6.7 % + 6.8 % + 2.2 % 3. Parc des motocycles Impact direct - 2.0 % - 2.4 % + 1.1 % + 1.3 % - 0.1 % + 2.5 % - 1.6 % - 0.7 % Tableau 4.8 : La structure du parc L augmentation du parc des poids lourds accroît le risque routier. De plus, le parc des poids lourds influe principalement sur les accidents dont le taux de gravité est limité. Ainsi, une hausse de 10% du parc des poids lourds augmente les blessés légers, les blessés graves et les tués respectivement de 4.5%, de 3.1% et de 1.4%. A kilométrage donné, la part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières améliore de façon importante le bilan routier. L impact direct est accentué par l incidence indirecte de la part des petites automobiles sur le kilométrage. En effet, la modification de la structure du parc par l accroissement de ce type de véhicule diminue le kilométrage total en France (tableau 4.2). La compensation des risques de gravité interne et externe se fait plutôt dans un sens positif alors que d après Fontaine (1997), le conducteur et les passagers d un petit véhicule (< 800 kg) ont un risque d être tué supérieur aux occupants d un véhicule lourd (>= 1000kg) (13 tués contre 8 pour 1000 véhicules impliqués dans ces types d accidents) mais inversement un risque de tuer un usager externe (occupants de l autre véhicule, piétons et deux-roues) beaucoup plus faible (5 tués contre 18 pour 1000 véhicules impliqués dans ces types d accidents) (voire chapitre 3, section 3.2.2, figure 3.3). 212

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Le modèle DRAG intègre également la proportion des petites automobiles. Les résultats obtenus diffèrent en premier lieu par l ordre de grandeur de l incidence de ce type de véhicule sur le bilan routier (de l ordre de - 4.5 % pour les tués au Québec et de - 11.2 % en France, la différence résultant essentiellement de l impact indirect). En second lieu, les auteurs obtiennent un impact positif sur le nombre de blessés. La différence de niveau d impact résulte a priori de la progression plus rapide du parc des petites automobiles en France. L essor de cette catégorie de véhicule en France est liée à un grand nombre de phénomènes notamment la configuration du réseau routier, la multimotorisation des ménages ainsi que les prix des véhicules et de l essence. Evans (1984) explique l incidence négative sur le bilan routier de la proportion des petites automobiles par un effet de rétroaction. En cas d accident, la structure de ces véhicules accroît la probabilité de dommages corporels et mortels. En conséquence, les usagers, conscients de ce surrisque, modifient leur comportement. Ce phénomène de rétroaction du comportement des conducteurs de petites automobiles pourrait venir se rajouter à l effet induit par la moindre puissance des moteurs des petites automobiles (tableau 4.3). Une hausse du parc des cyclomoteurs entraîne une augmentation du bilan du risque routier. Cette aggravation de l insécurité routière se concentre principalement sur les accidents corporels, les blessés légers et les blessés graves. Les cyclomotoristes seraient donc fréquemment impliqués dans des accidents dont les dommages corporels sont plus ou moins importants sans toutefois engendrer le décès de l usager. Ce résultat retrace le risque lié à ce mode de déplacements : une vulnérabilité élevée des usagers sur le réseau mais une vitesse réduite limitant les dommages corporels. L augmentation du parc des motocycles diminue les accidents corporels et mortels, ainsi que les blessés graves et les tués. Seul l impact sur les blessés légers est positif. Ce résultat peut paraître surprenant au regard du risque théorique lié à ce type de véhicule (d après l ONISR, le risque d être tué en motocycle est 10 fois supérieur au risque d être tué en voiture particulière). Deux interprétations sont envisageables. Dans le passé, les motocycles constituaient le principal mode de transport d une grande partie de la population ne pouvant acquérir de voiture. Le type de déplacement, la configuration adaptée du réseau et la faiblesse du parc automobile engendre un niveau de risque limité. Ce mode de transport a progressivement décliné au profit de l automobile. Dans le présent, les motocycles représentent de plus en plus une forme de loisir. Leur acquisition succède à la possession d un véhicule traditionnel. Dans ce contexte, le mode d utilisation (loisir) et l expérience liée à la conduite de la voiture (l usager prend conscience de 213

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER sa vulnérabilité en motocycle) diminue le risque routier. Evans (1984) a décrit un effet de rétroaction du même type pour expliquer l incidence négative sur le bilan routier de la progression des petites automobiles. Effet de substitution Impact d une hausse de 10% de la part des petites automobiles Impact d une hausse de 10% du parc des motocycles 6,0% 2,5% 4,0% 2,0% 2,0% 1,5% 0,0% 1,0% -2,0% 0,5% -4,0% 0,0% -6,0% -8,0% -0,5% -10,0% -1,0% -12,0% -1,5% -14,0% -2,0% -16,0% -2,5% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.8 : Une hausse de10% de la part Figure 4.9 : Une hausse de 10% du parc des des petites automobiles motocycles L analyse de l impact sur les indicateurs de l insécurité routière de la proportion des petites automobiles révèle la possibilité d un effet de substitution entre les taux de gravité des accidents. Ainsi, la gravité mortelle liée à ce type de véhicule diminue mais, dans le même temps, la gravité lourde et la gravité légère augmentent. Ce phénomène peut s expliquer par la structure de ces véhicules, par l utilisation principale en milieu urbain et par le comportement de l usager. Nous avons décrit précédemment l effet de rétroaction qui incite les conducteurs à modifier leur comportement. Gaudry, Fournier et Simard (1995) développent l analyse suivante : les usagers réduisent le risque sur les trajets potentiellement très dangereux mais ils ne parviennent pas à éviter les situations routinières à basse vitesse et en circulation urbaine qui les exposent de façon plus élevée à des dommages corporels. Il existerait de la même façon un effet de substitution entre le taux de gravité mortelle et les taux de gravité lourde et légère au niveau de la progression du parc de motocycles. Cet effet est également perceptible sur l incidence du parc sur le nombre de tués et de blessés graves par rapport aux blessés légers. 214

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER La configuration du réseau Le niveau de l économie influe sur les caractéristiques du réseau. La mise en place de plans d infrastructure, l entretien des routes, la suppression des facteurs de risque identifiés au niveau du réseau, le développement des autoroutes et leur fréquentation puisque celles-ci sont payantes sont liés à la conjoncture économique. L objectif est de mesurer l incidence de l état du réseau sur le risque routier. Pour un ordre de grandeur, selon l ONISR, le taux d accident (pour 100 millions de véhicules-kilomètres parcourus) sur l ensemble des autoroutes s élève à 7.29 contre 17.88 sur les routes nationales (hors agglomérations de 5000 habitants et plus) en 1992. De la même façon, le taux de tués sur l ensemble des autoroutes s élève à 0.78 contre 2.85 sur les routes nationales en 1992. Impacts direct et indirect d une hausse de 10% des variables représentant la configuration du réseau sur les indicateurs du risque routier CONFIGURATION ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DU RÉSEAU CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS BLESSES GRAVES 1. Part de la circulation sur autoroutes Impact direct - 0.4 % + 0.7 % + 0.4 % + 0.1 % + 0.1 % - 0.8 % - 0.3 % + 0.03 % TUES Impact indirect / vitesse + 0.05 % + 0.08 % - 0.01 % + 0.03 % + 0.01 % + 0.09 % + 0.07 % + 0.06% Impact total - 0.35 % + 0.78 % + 0.39 % + 0.13 % + 0.11 % - 0.71 % - 0.23 % + 0.09 % 2. Part de la circulation sur routes nationales Impact direct + 1.2 % + 3.0 % + 0.2 % + 1.0 % + 0.3 % + 3.3 % + 4.2 % + 4.6 % Impact indirect / vitesse - 0.11 % - 0.15 % + 0.01 % - 0.06 % - 0.01 % - 0.17 % - 0.15 % - 0.12 % Impact total + 1.09 % + 2.85 % +0.21 % + 0.94 % + 0.29 % + 3.13 % + 4.05 % + 4.48 % Tableau 4.9 : La configuration du réseau L augmentation de la part de la circulation sur autoroutes engendre une diminution des accidents corporels, du nombre de blessés graves et de blessés légers, mais en même temps, accroît les accidents mortels et les tués. Les t de Student sont moyens ou faibles. En outre, il existe un impact indirect lié à la vitesse. Une hausse de la part de circulation sur autoroutes accroît la vitesse de l usager (voir tableau 4.3). En conséquence, l impact direct sur le bilan 215

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER routier de la part de circulation sur autoroutes est accentué par l incidence indirecte liée à la modification du comportement du conducteur selon la configuration du réseau. La hausse de la circulation sur routes nationales entraîne sans équivoque un accroissement du bilan routier dans des proportions élevées. La particularité des résultats repose sur l effet uniforme de la circulation sur routes nationales sur l ensemble des indicateurs du risque routier. En outre, l effet compensatoire lié à la diminution de la vitesse sur routes nationales (voir tableau 4.3) est insuffisant pour diminuer significativement le risque routier lié à ce type de réseau. Effet de substitution Impact d une hausse de 10% de la part de la circulation sur autoroutes Impact d une hausse de 10% de la part de la circulation sur routes nationales 0,8% 4,5% 0,6% 4,0% 0,4% 3,5% 3,0% 0,2% 2,5% 0,0% 2,0% -0,2% 1,5% -0,4% 1,0% -0,6% 0,5% -0,8% 0,0% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.10 : Une hausse de 10% de la part de la Figure 4.11 : Une hausse de 10% de la part de la circulation sur autoroutes circulation sur routes nationales L effet de substitution entre les accidents corporels et les accidents mortels ainsi qu entre les blessés graves, les blessés légers et les tués est révélateur du paradoxe de l autoroute. La diminution des accidents corporels, des blessés graves et légers ne peut pas être réellement dissociée de l augmentation des accidents mortels et du nombre de tués. La circulation sur autoroutes réduit la probabilité d accidents mais accroît la probabilité de décéder. En revanche, la circulation sur routes nationales augmente sans ambiguïté, malgré l existence d un effet compensatoire, le risque routier. Le rapprochement «toutes choses égales par ailleurs» de la mesure de l impact selon la configuration du réseau nous permet de distinguer un risque nettement inférieur quel que soit 216

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER l indicateur de la circulation sur autoroutes. Fontaine et Barjonet (1989) rapportent que l autoroute est la plus sûre : 3.6 fois plus que les routes nationales et 3,3 fois plus que les chemins départementaux. De plus, le nombre d accidents pour 100 millions de kilomètres parcourus en 1984 est 8.4 sur autoroutes, 30.8 sur routes nationales et 28 sur les chemins départementaux. En conséquence, la représentativité des résultats nous conforte dans la robustesse du modèle TAG. Les indicateurs économiques Parmi les variables économiques ayant un impact direct sur le risque routier, le prix réel du carburant par kilomètre et le chômage constituent des séries représentatives. Impacts direct et indirect d une hausse de 10% des variables économiques sur les indicateurs du risque routier INDICATEURS ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES ÉCONOMIQUES CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS BLESSES GRAVES 1. Prix réel du carburant par kilomètre Impact direct - 1.7 % - 2.3 % + 0.2 % - 0.01 % 0 % + 0.1 % + 0.5 % - 1.4 % TUES Impact indirect / kilométrage Impact indirect / vitesse - 1.5 % -.3.3 % + 0.2 % + 0.4 % - 0.1 % - 2.9 % - 2.4 % - 3.3 % - 0.3 % - 0.5 % + 0.04 % - 0.22 % - 0.04 % - 0.06 % - 0.52 % - 0.42 % Impact total - 3.5 % - 6.1 % + 0.44 % + 0.17 % - 0.14 % - 2.86 % - 2.42 % - 5.12 % 2. Chômage Impact direct + 0.3 % + 0.2 % - 0.1 % + 0.1 % + 0.01 % + 0.7 % + 1.4 % - 0.1 % Impact indirect / kilométrage + 0.05 % + 0.1 % - 0.01 % - 0.01 % 0 % + 0.09 % + 0.07 % + 0.1 % Impact total + 0.35 % + 0.3 % - 0.11 % + 0.09 % + 0.01 % + 0.79 % + 1.47 % 0 % Tableau 4.10 : Les indicateurs économiques La modification de la structure des prix améliore le bilan routier principalement au niveau des accidents corporels, des accidents mortels et du nombre de tués. Il semble que l usager assimile le coût de sa conduite en terme de consommation d essence. En conséquence, une hausse du prix réel de l essence incite l usager à adopter une conduite plus souple qui engendre une diminution du risque routier. Ce phénomène est amplifié par les impacts indirects sur le kilométrage et sur la vitesse de l augmentation du prix de l essence. L usager compense la 217

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER modification du prix par une diminution conséquente du kilométrage (tableau 4.2). De la même façon mais dans des proportions moindres, il réduit sa vitesse (tableau 4.3). L impact total du prix de l essence diminue donc le risque routier. Les résultats obtenus par le modèle DRAG-2 concluent également qu un accroissement du prix réel de l essence par kilomètre parcouru contribue à une amélioration très importante du bilan routier. L impact total sur les accidents corporels, les accidents mortels, les victimes blessées et les victimes décédées est de l ordre respectivement de - 5.1 %, - 6.6 %, - 5.0 % et -7.6 %. On constate que l incidence d une hausse du prix réel de carburant sur le risque routier est légèrement inférieure en France par rapport au Québec, car une grosse partie de l effet passe par la vitesse qui n est pas disponible dans DRAG. L analyse de Land et Mc Millen (1980) a permis également de conclure que le prix de l essence influe négativement sur le nombre d accidents. La conduite de l usager peut être modifiée, à kilométrage donné, par un ensemble de facteurs subjectifs tels que la situation du marché du travail. Les résultats obtenus indiquent qu une hausse du chômage accroît, dans de faible proportion non significative, le risque routier. Ce résultat est renforcé par l impact indirect du chômage sur le kilométrage (tableau 4.2). La hausse du risque routier lié au chômage peut s expliquer par une attention réduite du conducteur. En effet, celui-ci est perturbé par un environnement économique qui fait peser une incertitude sur ses revenus futurs. Dans ces conditions, la capacité de concentration de l usager s amenuise engendrant ainsi un risque routier plus élevé. Au niveau du modèle DRAG-2 et de plusieurs études Wagenaar (1984), Partyka (1984) et Haque (1991), les auteurs concluent à une incidence négative du chômage sur la variation des accidents. Ces résultats en opposition avec nos conclusions nous amènent à émettre les hypothèses suivantes : soit la différence au niveau de la construction de la variable biaise les interprétations des résultats, soit les systèmes de protection sociale ne permettent pas par leur inégalité d envisager un comportement homogène de l individu face au chômage. Effet de substitution 218

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Impact d une hausse de 10% du prix réel du carburant par kilomètre 1,0% 0,0% -1,0% -2,0% -3,0% -4,0% -5,0% -6,0% -7,0% Accidents corporels Accidents mortels Gravité légère Gravité lourde Gravité mortelle Blessés légers Blessés graves Tués Figure 4.12 : Une hausse de 10% du prix réel du carburant par kilomètre La hausse du prix réel du carburant par kilomètre engendre une diminution de la variation du bilan routier. On constate également que plus la gravité des accidents est élevée, plus l impact à la baisse est importante. En outre, il semble exister un effet de substitution entre les taux de gravité. Le taux de gravité mortelle diminue en contrepartie d une hausse des taux de gravité lourde et légère. L analyse du tableau 4.10 permet de constater que cet effet de substitution résulte de l incidence indirecte du prix réel de carburant sur la vitesse et le kilométrage. La circulation des agents et des biens 219

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER L économie influe sur le système des transports routiers par le niveau de son activité. Ainsi, nous regroupons dans cette section l ensemble des variables retranscrivant les motifs de circulation des agents et des biens. Effet de substitution Impact d une hausse de 10% des déplacements relatifs au travail Impact d une hausse de 10% des déplacements relatifs aux vacances 1,0% 0,1% 0,5% 0,0% 0,0% -0,1% -0,5% -0,2% -1,0% -0,3% -1,5% -0,4% -2,0% -0,5% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.13 : Figure 4.14 : relatifs au travail 4,0% Impact d une hausse de 10% des déplacements relatifs à l'activité industrielle - BTP Une hausse de 10% des déplacements Une hausse de 10% des déplacements relatifs aux vacances Impact d une hausse de 10% des déplacements relatifs à l'activité industrielle - hors BTP, construction automobile et énergie 2,5% 3,5% 3,0% 2,5% 2,0% 1,5% 2,0% 1,0% 1,5% 1,0% 0,5% 0,5% 0,0% 0,0% -0,5% -0,5% -1,0% -1,0% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.15 : Une hausse de 10% des déplacements Figure 4.16 : Une hausse de 10% des déplacements relatifs à l activité industrielle - BTP relatifs à l activité industrielle hors BTP construction automobile et énergie Le travail constitue le principal motif de déplacement. On observe un effet de substitution similaire à chaque niveau du modèle. La hausse des déplacements liés au travail engendre une 220

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER diminution des accidents corporels et dans le même temps «toutes choses égales par ailleurs» une augmentation des accidents mortels. Il est important de préciser que le modèle ne prend pas en compte les accidents avec dommages matériels seulement. Dans ce cas, il pourrait exister un effet de substitution entre les accidents corporels et les accidents avec dommage matériel seulement. Ce phénomène se produit également au niveau des taux de gravité et du nombre de blessés légers, de blessés graves et de tués (figure 4.13). Les résultats des déplacements relatifs aux vacances décrivent le même effet de substitution. La hausse des trajets liés aux vacances diminue le risque d accident corporel mais augmente le risque d accidents mortels et donc le nombre de victimes décédées. Les résultats relatifs au nombre de jours de vacances dans le mois par milliards de kilomètres effectués sur les routes de France, s avère très faible quoique très significatif au niveau du taux de gravité mortelle (figure 4.14). On peut évoquer le taux d occupation plus important des véhicules comme facteur sous-jacent. Une hausse des déplacements relatifs à l activité industrielle - BTP détériore les indicateurs de l insécurité routière. On constate cependant une incidence négative sur l ensemble des taux de gravité. Il semble donc que les véhicules liés à l activité industrielle - BTP soient impliqués dans des accidents mettant en présence des véhicules dont le taux d occupation est faible (figure 4.15). Les résultats concernant les déplacements relatifs à l activité industrielle hors BTP révèlent un effet de substitution dans la gravité de l accident. La baisse des accidents mortels est compensée par une augmentation des accidents corporels. Il en est de même pour le nombre de tués qui diminue conjointement à une hausse du nombre de blessés légers et de blessés graves. Dans ce cas, l explication réside peut être dans la congestion du trafic. En effet, ce type de déplacement s effectuant principalement lors des heures de travail, la vitesse est limitée par la congestion du trafic réduisant ainsi les dommages corporels lors de l accident. 221

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER 4.4.5 Les enjeux des politiques de sécurité routière Mesures de sécurité Impacts direct et indirect des mesures de sécurité sur les indicateurs du risque routier MESURES ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DE SÉCURITÉ CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES LEGERS BLESSES GRAVES 1. Port obligatoire du casque (cyclomotoristes) Impact direct - 1.0 % - 3.0 % - 0.9 % + 2.7 % + 0.1 % - 1.2 % + 3.9 % - 1.8 % TUES 2. Port obligatoire du casque (motocyclistes) Impact direct - 9.0 % - 1.0 % - 0.5 % - 5.1 % + 0.7 % - 5.0 % - 12.0 % - 12.0 % 3. Contrôle technique et dispositif pour enfants Impact direct - 5.0 % - 2.0 % - 0.3 % + 3.0 % - 0.4 % - 0.1 % + 0.7 % - 3.9% Impact indirect / kilométrage Impact indirect / vitesse - 1.8 % - 3.9 % + 0.3 % + 0.5 % - 0.12 % - 3.4 % - 2.9 % - 3.9 % - 0.2 % - 0.3 % + 0.02 % - 0.1 % - 0.02 % - 0.3 % - 0.3 % - 0.2 % Impact total - 7.0 % - 6.2 % + 0.02 % + 3.4 % - 0.54 % - 3.8 % - 2.5 % - 8.0 % Tableau 4.11 : Les mesures réglementaires Effet de substitution Impact de la loi sur le port obligatoire du casque (cyclomotoristes) Impact de la loi sur le port obligatoire du casque (motocyclistes) 4,0% 1,0% 3,0% -1,0% 2,0% -3,0% 1,0% -5,0% 0,0% -7,0% -1,0% -2,0% -9,0% -3,0% -11,0% -4,0% -13,0% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.17 : La loi sur le port obligatoire Figure 4.18 : La loi sur le port obligatoire 222

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER du casque (cyclomotoristes) du casque (motocyclistes) Impact du contrôle technique obligatoire et du dispositif pour enfants 5,0% 3,0% 1,0% -1,0% -3,0% -5,0% -7,0% -9,0% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.19 : La loi sur le contrôle technique obligatoire et dispositif pour enfants La présentation des résultats de ces trois mesures de sécurité permet de distinguer les différences au niveau de leur impact sur les indicateurs de l insécurité routière. A première vue, le port obligatoire du casque pour les cyclomotoristes, pour les motocyclistes et le contrôle technique répondent à un même objectif qui est de réduire le nombre et la gravité des accidents. Pourtant, l analyse des résultats nous indique que pour chaque mesure l impact sur le bilan du risque routier est extrêmement nuancé. Ainsi, concernant le port du casque pour les cyclomotoristes, on observe suite à l application de cette mesure une baisse des accidents corporels et mortels, du nombre de blessés légers et de tués. Le bilan est donc a priori positif. Cependant, la structure du modèle TAG permet de mettre en évidence l augmentation du taux de gravité et par induction des blessés graves. Il en résulte deux hypothèses. La première hypothèse repose sur la présence d un effet de substitution : une partie des tués ont été transférés au niveau des blessés graves, le même processus se produisant au niveau des blessés graves qui «se transforment» en blessés légers. La seconde hypothèse consiste à analyser le comportement du cyclomotoriste. Le port du casque modifiant sa perception du risque théorique, il modifie son comportement de façon à conserver le même niveau de risque. Cependant, l erreur d appréciation de l efficacité de la mesure entraîne une hausse de la gravité des accidents et une partie des blessés légers deviennent des blessés graves. Dans ce contexte, la mesure est efficace principalement sur le nombre de tués qui par le port du casque se transfert en nombre de blessés graves. L analyse des résultats nous oriente plutôt vers la seconde hypothèse. 223

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER La mesure concernant le port du casque pour les motocyclistes est à l opposé sans équivoque. Elle engendre une très nette amélioration de l ensemble des indicateurs du risque routier. Dans ce cas, le port obligatoire du casque a peut-être déclenché une prise de conscience du danger encouru et de ce fait engendré un accroissement du phénomène de rétroaction du comportement du conducteur (présenté précédemment). La légère hausse de la gravité mortelle s explique peut être par une assurance accrue des seconds passagers occasionnels qui aurait augmenté le taux d occupation de ce type de véhicule. La mesure concernant le contrôle technique et le dispositif pour enfants (les dates de mise en application sont similaires, soit janvier 1992) a également un effet négatif très élevé sur les indicateurs de l insécurité routière. Ces résultats sont accentués par l introduction des impacts indirects d une diminution du kilométrage et de la vitesse moyenne. Il ressort des résultats que ces deux mesures sont globalement efficaces. Le retrait de véhicules déficients ou la prise de conscience du danger de la non conformité de leur véhicule en matière de sécurité engendre une importante diminution de leur exposition au risque et un phénomène de rétroaction de leur comportement en diminuant leur vitesse. On distingue cependant une incidence de la mesure sur le taux de gravité lourde. Il est envisageable que le dispositif pour enfant ait entraîné une substitution entre la gravité mortelle et lourde. L identification des impacts des mesures de sécurité au niveau agrégé sur les différents indicateurs du risque routier permet de mieux percevoir et d évaluer les mesures d accompagnement nécessaires dans la perspective de limiter les effets secondaires que nous venons de mettre en évidence. Répression Impacts direct et indirect des mesures de répression sur les indicateurs du risque routier 224

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER MESURES ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DE RÉPRESSION CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES BLESSES LEGERS GRAVES 1. Contrôle aléatoire d alcoolémie Impact direct - 4.0 % - 6.0 % - 1.3 % - 1.9 % - 0.8 % - 6.1 % - 7.1 % - 7.6 % TUES 2. Instauration du Bonus-Malus Impact direct - 3.0 % - 5.0 % - 0.9 % + 3.9 % --- - 0.3 % + 3.0 % - 5.1 % Impact indirect / kilométrage Impact indirect / vitesse - 0.8 % - 1.7 % + 0.14 % + 0.2 % - 0.05 % - 1.5 % - 1.2 % - 1.7 % - 0.3 % - 0.4 % + 0.03 % - 0.2 % - 0.03 % - 0.4 % - 0.4 % - 0.3 % Impact total - 4.1 % - 7.1 % - 0.7 % + 3.9 % --- - 2.2 % + 1.4 % - 7.1 % Tableau 4.12 : Les mesures de répression Effet de substitution Impact du contrôle aléatoire d'alcoolémie Impact de l'instauration du Bonus - Malus 0,0% 4,0% -1,0% 2,0% -2,0% -3,0% 0,0% -4,0% -2,0% -5,0% -4,0% -6,0% -7,0% -6,0% -8,0% -8,0% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.20 : Contrôle aléatoire d alcoolémie Figure 4.21 : Bonus-Malus Instauration du système Parmi les politiques de sécurité routière étudiées par le modèle TAG, les mesures de répression apparaissent comme certainement les plus efficaces. Cependant, dans ce cas également, les impacts sur les indicateurs du risque routier diffèrent sensiblement. Ainsi, le contrôle aléatoire d alcoolémie constitue une mesure dont l incidence sur le bilan de l insécurité routière est très élevée et sans aucun effet de substitution. Le résultat de l instauration du Bonus-Malus est plus contrasté. L incidence négative sur les accidents corporels et mortels ainsi que sur les blessés légers et les tués est modérée par une hausse du taux de gravité lourde et par induction des blessés graves. Plusieurs hypothèses sont envisageables. Les usagers assurés tous risques auraient modifiés leur comportement de 225

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER conduite en assimilant à un accident un dommage matériel sans coût réel. A l opposé, les usagers assurés au tiers auraient été incité par cette mesure à moins bien entretenir leur véhicule de façon à ne pas augmenter sa valeur en cas d accident. Concrètement, l usager préfère ne pas regretter lors d un accident endommageant irrémédiablement le véhicule sa valeur marchande auquel s ajoute les frais d entretien. Les mesures de répression s avèrent extrêmement efficaces dans l amélioration du bilan routier. La structure du modèle TAG permet de distinguer les points d inefficience voire les effets secondaires de la répression. Perturbations du système Impacts direct et indirect d une perturbation du système sur les indicateurs du risque routier PERTURBATIONS ACCIDENTS GRAVITE VICTIMES DU SYSTÈME CORPORELS MORTELS LEGERE LOURDE MORTELLE BLESSES BLESSES TUES LEGERS GRAVES 1. Guerre du Golfe Impact direct - 7.0 % - 3.0 % - 1.1 % - 0.5 % + 0.3 % - 8.1 % - 6.5 % - 3.3 % Impact indirect / kilométrage - 0.05 % - 0.1 % + 0.01 % + 0.01 % 0 % - 0.09 % - 0.07 % - 0.1 % Impact total - 7.05 % - 3.1 % - 1.09 % - 0.49 % + 0.3 % - 8.19 % - 6.57 % - 3.4 % 2. Grève exceptionnelle des routiers Impact direct - 3.0 % - 3.0 % 0 % + 2.1 % + 0.6 % - 6.9 % - 4.9 % - 2.6 % Impact indirect / kilométrage - 0.7 % - 1.6 % + 0.1 % + 0.2 % - 0.05 % - 1.4 % - 1.2 % - 1.6 % Impact total - 3.7 % - 4.6 % + 0.1 % + 2.3 % + 0.55 % - 8.3 % - 6.1 % - 4.2 % Tableau 4.13 : Les perturbations du système Effet de substitution 226

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Impact de la Guerre du Golfe Impact de la grève exceptionnelle des routiers (07/92) 1,0% 3,0% 0,0% -1,0% 1,0% -2,0% -1,0% -3,0% -4,0% -3,0% -5,0% -6,0% -5,0% -7,0% -7,0% -8,0% -9,0% -9,0% Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués Accidents Accidents Gravité Gravité Gravité Blessés Blessés Tués corporels mortels légère lourde mortelle légers graves corporels mortels légère lourde mortelle légers graves Figure 4.22 : Guerre du Golfe Figure 4.23 : Grève exceptionnelle des routiers (07/92) Le système que constitue l insécurité routière est perturbé à différentes reprises par des événements aléatoires. Les grèves de routier qui paralysent le réseau ou la guerre du golfe illustrent ce type de phénomènes. Le modèle TAG permet d évaluer leur impact sur le bilan du risque routier. La guerre du golfe constitue une perturbation indirecte du système. Cet événement améliore nettement l ensemble des indicateurs du risque routier. En comparant la guerre du golfe «toutes choses égales par ailleurs» aux grèves des routiers qui constituent une perturbation directe du système, on constate un impact négatif d un ordre de grandeur semblable. En conséquence, une perturbation aléatoire indirecte peut engendrer un impact similaire à une perturbation directe du système. 227

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER Conclusion La structure du modèle TAG nous a permis d appréhender le dysfonctionnement du système des transports routiers dans sa globalité. Nous obtenons une estimation de l incidence des facteurs internes et externes du système routier sur la mesure de l exposition au risque, sur le risque comportemental et technologique, et sur les différents indicateurs du risque routier. L intérêt de la structure du modèle repose sur sa capacité à évaluer les impacts directs et indirects des principaux facteurs sur le bilan routier à travers le kilométrage total et la vitesse moyenne, ainsi que les effets de substitution entre les différentes catégories d accidents et les différents niveaux de gravité. A l examen des résultats relatifs au kilométrage total, le parc des voitures particulières et commerciales et les déplacements liés au travail représentent les facteurs dominants ayant une influence positive sur l activité des transports routiers. A l opposé, si les responsables de la politique nationale et européenne des transports souhaitent limiter la circulation routière selon des objectifs environnementaux ou d économie d énergie, un encouragement à l achat de petites automobiles ou une majoration du prix du carburant aurait une efficacité certaine. L évaluation de l impact de divers facteurs sur le risque comportemental et technologique, représenté par la vitesse moyenne, a permis de constater que certaines mesures relatives aux limitations de vitesse se sont révélées efficaces. En outre, d autres mesures répressives notamment dans le cas de la conduite en état d ébriété ou l instauration du système de Bonus-Malus ont encouragé les conducteurs à respecter les limitations de vitesse. Les résultats obtenus par l estimation du modèle TAG ont révélé les effets parfois contraires de certains facteurs sur les indicateurs du risque routier. Ce phénomène illustre toute la complexité d appréhender le dysfonctionnement du système des transports routiers. La forme fonctionnelle des équations du modèle, la méthodologie d estimation et les résultats obtenus nous confirment la robustesse du modèle TAG. En effet, traditionnellement, les modèles en économie n estiment que deux formes fonctionnelles, la forme logarithmique ou linéaire. Le modèle TAG apporte une amélioration de la forme fonctionnelle par l application des transformations de Box-Cox. En outre, le risque de multicolinéarité, souvent rencontré dans ce type de modèle comprenant un nombre important de 228

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER variables explicatives, est contré en complément des tests usuels par la mise en place d une procédure d estimation opérant par étape. Enfin, les résultats obtenus révèlent pour une grande majorité de facteurs, une certitude élevée. L ordre de grandeur des élasticités est conforme aux anticipations et aux résultats issus des enquêtes ou des sondages. 229

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER ANNEXE 4.1 : EQUATION FINALE DU MODELE ASSOCIE AU KILOMETRAGE TOTAL FRANCE ENTIERE KILOMETRAGE TOTAL 26 VARIABLES REGROUPÉES EN 8 THÈMES COEFFICIENT «β» TEST «t» de Student TRANSFORMATION S DE BOX-COX Constante «α» -0.95E+02-3.26 --- 1. Les caractéristiques des véhicules Parc des poids lourds / unité de travail -0.44E+01-1.96 OUI Parc des voitures particulières / unité de travail 0.30E+01 6.07 OUI Part des voitures particulières diesel dans le parc total des voitures particulières 0.56E+01 5.60 OUI Part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières -0.66E+01-7.16 OUI 2. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières -0.43E+02-7.40 OUI Indice de prix du transport ferroviaire 0.13E+00 0.59 OUI 3. Le chômage Nombre de demandeurs d'emploi / 100 adultes 0.20E+00 0.26 OUI 4. Les motifs de déplacement des personnes Travail net des vacances 0.41E+01 2.43 OUI «Achats» / unité de travail 0.13E+00 0.17 OUI Vacances / unité de travail 0.17E+01 2.73 OUI Loisirs - Consommation moyenne de vin taxée en Métropole par adulte 0.43E+01 5.73 OUI 5. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle-btp / unité de travail 0.60E+01 6.37 OUI Activité industrielle-hors BTP,énergie et construction automobile / unité de travail -0.50E+00-0.41 OUI 6. Les principales lois sur la sécurité routière Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) 0.42E+00 0.52 NON Instauration du système de Bonus-Malus (1/78) -0.93E+00-1.46 NON Contrôle technique obligatoire(vp&vu<3.5t) (01/92) -0.16E+01-1.51 NON 7. Les conditions climatiques Températures moyennes France entière 0.39E+01 5.60 OUI Neige -0.54E-01-0.32 OUI Gel 0.12E-01 0.48 OUI Brouillard -0.20E+00-1.10 OUI Pluie -0.22E-01-1.01 OUI 8. Les variables de temporalité et événements particuliers Nombre de jours fériés et de week-ends 0.70E+01 7.49 OUI Ecart d un mois sur l autre du nombre de jours ouvrables 0.71E+00 8.93 NON Nombre de journées non travaillées dans le secteur des transports 0.15E-02 0.77 OUI Guerre du Golfe (16/01 au 17/02 de l année 1991) -0.64E+00-0.03 NON Grève exceptionnelle des routiers (07/92) -0.77E+00-0.05 NON Tableau 4.14 : Le kilométrage total 230

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER ANNEXE 4.2 : EQUATION FINALE DU MODELE ASSOCIE A LA VITESSE MOYENNE ESTIMEE VITESSE MOYENNE 22 VARIABLES REGROUPÉES EN 9 THÈMES COEFFICIENT «β» TEST «t» de Student TRANSFORMATION S DE BOX-COX Constante «α» -0.13E+04-10.44 --- 1. L'exposition au risque Kilométrage total France entière -0.41E-05-3.47 OUI 2. Les caractéristiques des véhicules Nombre de voitures particulières (< 5CV) / kilomètre (tout véhicule) -0.12E-02-1.66 OUI Nombre de voitures particulières (6 à 10 CV) / kilomètre (tout véhicule) -0.27E-03-0.40 OUI Nombre de voitures particulières ( 11 CV) / kilomètre (tout véhicule) 0.12E-01 2.92 OUI 3. Les variables de comportement des usagers de la route Taux de port de la ceinture de sécurité France entière 0.96E+01 1.46 OUI Consommation de vin taxée en Métropole / adulte -0.1E+00-0.92 OUI 4. Les réseaux Part de la circulation sur autoroutes 0.20E+03 2.46 OUI Part de la circulation sur routes nationales -0.14E+03-4.75 OUI 5. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières -0.29E+04-16.23 OUI Indice de prix d'une automobile 0.52E-01 10.56 OUI 6. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle - BTP / unité de travail -0.46E-01-0.41 OUI Activité industrielle - hors BTP,énergie et construction automobile / unité de travail -0.29E-01-0.30 OUI 7. Les principales lois sur la sécurité routière Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) -0.19E+02-14.03 NON Instauration du Bonus-Malus (1/78) -0.35E+01-2.12 NON Programme : objectif -10% (7/82) -0.42E+01-2.00 NON Retrait immédiat du permis de conduire en cas d alcoolémie (09/86) -0.34E+01-2.10 NON Limitation 50 km/h en ville (12/90) -0.18E+02-12.25 NON Dispositif pour le transport des enfants (01/92) -0.26E+01-1.84 NON 8. Les conditions climatiques Brouillard 0.43E-01 0.56 OUI Pluie -0.13E-04-0.33 OUI 9. Les variables de temporalité Nombre de jours fériés et de week-ends -0.41E-01-0.58 OUI Départs et retour de vacances 0.13E-01 0.01 OUI Tableau 4.15 : La vitesse moyenne 231

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER ANNEXE 4.3 : LES 8 EQUATIONS FINALES DU MODELE ASSOCIEES AUX 2 CATEGORIES ACCIDENTS 41 VARIABLES REGROUPÉES EN THÈMES CORPORELS MORTELS «β» «t» «β» «t» Constante «α» -0.24E+04-2.51-0.95E+01-2.07 1. L'exposition au risque Kilométrage total 0.37E+00 4.75 0.83E+00 4.49 2. Les caractéristiques des véhicules Part des poids lourds dans le parc total des véhicules légers -0.36E+03-0.75 0.47E+00 1.29 Part des petites automobiles dans le parc total des voitures particulières -0.73E+03-5.39-0.14E+01-3.30 Parc des cyclomoteurs 0.70E+00 3.24 0.13E+00 1.62 Parc des motocycles -0.15E+01-3.45-0.25E+00-3.59 3. Les caractéristiques des usagers de la route Proportion des 18 à 25 ans / population adulte -0.69E+03-2.01 0.20E+00 0.29 4. Les variables de comportement Vitesse moyenne estimée 0.13E+02 1.53 0.88E+00 1.28 Taux de port de la ceinture de sécurité France entière -0.38E+01-0.14-0.75E-01-2.17 Consommation de vin / 1000 km 0.33E-01 0.02 0.25E+00 2.14 5. Les réseaux Part de la circulation sur autoroutes -0.74E+02-1.02 0.12E+00 0.89 Part de la circulation sur routes nationales 0.12E+03 1.48 0.48E+00 2.36 6. Les prix Prix réel du carburant par kilomètre des voitures particulières -0.35E+03-2.85-0.41E+00-2.75 7. Le chômage Nombre de demandeurs d emploi /100 adultes 0.57E+01 0.67 0.23E-01 0.41 8. Les motifs de déplacement des personnes Travail net des vacances / kilométrage total -0.20E+02-2.19 0.96E-01 0.83 «Achats» / kilométrage total -0.17E+01-1.85 0.29E-01 0.22 Vacances / kilométrage total -0.45E+02-2.99 0.20E-01 0.55 9. Les motifs de déplacement des marchandises Activité industrielle - BTP / kilométrage total 0.38E+02 8.66 0.17E+00 1.83 Activité industrielle-hors BTP, énergie, construction automobile / 0.57E+01 1.67-0.48E-01-0.62 10. Les principales lois sur la sécurité routière Seuil d alcoolémie (0,8 et 1,20g/l) (11/71) 0.14E+02 1.34 0.37E-01 0.82 Port obligatoire du casque pour les motocyclistes (07/73 et 01/75) -0.34E+02-0.88-0.16E+00-1.51 Limitation généralisée de la vitesse (90/110/130 km/h) (09/73) 0.12E+02 0.37 0.34E-01 0.33 Port obligatoire du casque pour les cyclomotoristes (10/76 et 01/80) -0.24E+01-0.20-0.48E-01-0.96 Instauration du Bonus-Malus (1/78) -0.99E+01-0.60-0.79E-01-1.47 Contrôle aléatoire d alcoolémie (07/78) -0.15E+02-1.16-0.90E-01-1.81 Programme : objectif -10% (7/82) 0.87E+01 1.26 0.40E-01 1.27 Retrait immédiat du permis de conduire en cas d alcoolémie (09/86) 0.18E+01 0.10-0.11E-01-0.29 Dispositif pour le transport des enfants (01/92) -0.18E+02-4.03-0.31E-01-0.46 11. Les variables climatiques Températures moyennes France entière 0.61E+00 0.29 0.46E+00 4.96 Neige -0.19E+01-1.16 0.97E-02 1.34 Gel -0.22E+01-1.48-0.4E-02-0.45 Brouillard -0.13E+01-1.03-0.27E-01-1.91 Pluie -0.26E-01-0.68-0.13E-01-1.63 12. Les variables de temporalité et événements particuliers Nombre de jours fériés et de week-ends -0.87E+00-0.19 0.72E-01 0.62 Nombre de jours de veille de départ en week-ends dus à un jour férié --- --- --- --- Ecart d un mois sur l autre du nombre de jours ouvrables -0.24E+01-3.45-0.80E-02-1.74 Départs et retour de vacances -0.73E+01-1.76 --- --- Nombre de jours où l heure d été est appliquée --- --- --- --- Grâces présidentielles -0.48E+00-0.06 0.16E-01 0.55 Accident de Beaune (07/82) -0.65E+01-0.17 0.45E-01 0.40 Guerre du Golfe (16/01 au 17/02 de l année 1991) -0.51E+02-2.10-0.80E-01-0.47 Grève exceptionnelle des routiers (07/92) -0.10E+02-2.74-0.51E-01-0.27 Tableau 4.16 : Les accidents, leur gravité et les victimes de la route 232

APPLICATION DU MODELE TAG AU RISQUE D EXPOSITION, AU RISQUE COMPORTEMENTAL ET AU BILAN ROUTIER D ACCIDENTS, AUX 3 NIVEAUX DE GRAVITE ET AUX 3 CATEGORIES DE VICTIMES DE LA ROUTE GRAVITE VICTIMES TRANSF. LÉGÈRE LOURDE MORTELLE BLESSÉS LÉGERS BLESSÉS GRAVES TUÉS DE «β» «t» «β» «t» «β» «t» «β» «t» «β» «t» «β» «t» BOX-COX 0.27E+01 3.43-0.15E+02-0.60-0.52E+00-0.69-0.10E+02-2.33-0.78E+01-1.87-0.89E+01-2.35 --- -0.34E-02-1.99-0.26E+02-2.80 0.16E04 1.61 0.86E+00 4.77 0.70E+00 4.70 0.1E+01 5.14 OUI 0.52E+00 2.58-0.60E-01-1.53-0.35E+00-0.99 0.67E+00 1.98 0.47E+00 1.49 0.14E+00 0.86 OUI 0.13E+00 0.94 0.44E+00 2.44-0.84E-01-0.89 0.17E+00 0.42-0.56E+00-1.37-0.56E+00-2.19 OUI -0.25E-02-0.80 0.31E+02 5.20 0.31E-04 0.97 0.70E+00 5.18 0.69E+00 5.81 0.22E+00 3.14 OUI 0.16E-01 2.82 0.35E-03 1.21-0.68E-04-0.68 0.28E+00 2.05-0.17E+00-1.40-0.71E-01-1.11 OUI 0.48E+00 1.43 0.11E+00 0.34-0.24E+00-0.96 0.63E+00 0.71-0.12E-01-0.01 0.17E+00 0.50 OUI -0.15E-01-0.27 0.40E+01 0.93 0.23E-02 0.39 0.10E+01 1.88 0.85E+00 1.62 0.60E+00 1.60 OUI - -3.46-0.12E+00-1.00-0.39E-01-2.07-0.39E+00-2.98-0.36E+00-2.93-0.40E-01-2.53 OUI -0.66E-02-0.78 0.11E+00 0.65-0.84E-03-0.70 0.25E+00 2.68 0.23E+00 2.74 0.22E+00 3.16 OUI 0.73E-01 1.77 0.38E-02 0.26 0.11E+00 1.07-0.12E+00-1.04-0.40E-01-0.36 0.34E-02 0.06 OUI 0.3E-01 0.65 0.78E-01 2.31 0.91E-01 1.11 0.45E+00 3.12 0.59E+00 4.36 0.46E+00 4.07 OUI 0.5E-01 0.54-0.61E-03-0.02 0.61E-04 0.00 0.14E-01 0.11 0.80E-01 0.67-0.14E+00-1.43 OUI -0.70E-02-0.77 0.35E-01 0.80 0.68E-03 0.12 0.89E-01 1.57 0.18E+00 3.58-0.73E-02-0.24 OUI -0.78E-01-5.10-0.21E+00-4.06 0.79E-02 1.89-0.94E-01-1.31-0.10E+00-0.96 0.82E-01 1.26 OUI 0.79E-02 1.53-0.25E+01-1.86-0.20E-03-0.71 0.71E-01 0.53-0.17E-01-0.14-0.58E-01-0.49 OUI -0.36E-01-3.90-0.15E-02-0.62 0.27E-01 2.25-0.16E-01-0.75-0.16E+00-1.01 0.13E-01 0.80 OUI -0.25E-01-2.55-0.36E+00-6.47-0.60E-02-1.78 0.41E-01 0.69 0.42E-01 0.72 0.98E-01 1.69 OUI -0.26E-02-0.31 0.63E-01 0.58-0.18E-03-0.08 0.26E+00 4.32 0.10E+00 1.80-0.23E-01-0.44 OUI -0.16E-01-1.98-0.13E-01-0.41-0.67E-03-0.10-0.16E-01-0.39-0.29E-01-0.84 0.11E-01 0.39 NON -0.48E-02-0.11-0.81E-01-1.10 0.75E-02 0.25-0.67E-01-0.59-0.17E+00-1.80-0.12E+00-1.59 NON -0.3E-03-0.01-0.63E-02-0.09-0.13E-01-0.43 0.43E-02 0.04-0.13E-01-0.13-0.34E-01-0.44 NON -0.96E-02-1.25 0.44E-01 1.63 0.14E-02 0.21-0.16E-01-0.54 0.53E-01 2.01-0.18E-01-0.65 NON -0.91E-02-0.98 0.63E-01 2.10 --- --- -0.35E-02-0.10 0.40E-01 1.23-0.50E-01-1.56 NON -0.13E-01-0.85-0.30E-01-0.84-0.84E-02-1.28-0.81E-01-2.35-0.96E-01-2.87-0.75E-01-2.37 NON -0.58E-02-0.95-0.42E-01-2.06 0.20E-02 0.55-0.10E-01-0.47 0.19E-01 0.83 0.38E-01 2.18 NON -0.41E-02-0.56 0.63E-01 2.03 0.5E-02 0.62 0.48E-01 1.71 0.48E-01 1.78-0.21E-01-0.87 NON -0.29E-02-0.46 0.48E-01 1.82-0.43E-02-0.66-0.12E-02-0.04 0.93E-02 0.28-0.38E-01-1.14 NON -0.12E-01-1.34 0.22E+00 0.92 0.26E-02 2.11 0.18E+00 2.13 0.35E+00 4.03 0.42E+00 6.13 OUI 0.21E-02 1.39-0.13E-02-0.94-0.48E-03-0.27-0.41E-02-0.79-0.35E-02-0.60 0.44E-02 1.01 OUI -0.34E-02-1.75-0.91E-03-0.75 0.21E-02 1.73-0.11E-01-1.46-0.30E-02-0.44-0.15E-02-0.28 OUI -027E-02-1.50 0.19E-01 1.48-0.35E-03-0.33-0.14E-01-1.11-0.25E-01-1.79-0.30E-01-2.94 OUI 0.40E-03 1.23 0.75E-01 0.67 0.74E-05 0.37 0.91E-02 1.11 0.47E-02 0.60-0.16E-01-1.95 OUI -0.19E-02-0.16 0.37E+00 2.22-0.47E-02-1.27 0.19E-01 0.18-0.24E-02-0.02 0.19E+00 2.26 OUI 0.29E-02 0.60-0.34E-01-1.82 --- --- 0.97E-02 0.43-0.12E-01-0.49-0.30E-02-0.16 OUI -0.17E-02-1.90 0.17E-02 0.92-0.16E-02-2.10-0.11E-01-2.79-0.10E-01-2.90-0.22E-02-0.75 NON 0.56E-02 0.90 --- --- 0.12E-01 2.04-0.19E-01-0.46 --- --- 0.28E-01 1.00 OUI -0.63E-05-0.05 0.85E-03 2.11 0.44E-04 0.36-0.23E-02-2.44-0.21E-02-2.64-0.16E-02-1.79 NON 0.12E-01 1.82 0.21E-01 1.19 --- --- 0.68E-02 0.22 0.20E-01 0.69 0.17E-01 0.60 NON -0.27E-02-0.00 0.45E-02 0.02 0.59E-01 0.72 0.21E-02 0.02-0.57E-01-0.63 0.66E-01 0.56 NON -0.22E-01-1.12-0.17E-01 0.06 0.75E-02 0.06-0.21E+00-2.19-0.17E+00-1.61-0.65E-01-0.69 NON 0.64E-03 0.00 0.34E-01 0.29 0.61E-02 0.19-0.91E-01-0.74-0.66E-01-0.33-0.26E-01-0.18 NON 233

GUIDE Sources statistiques, procédures et modèles dans le cadre de l évaluation de l exposition au risque routier

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 235

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER AVANT-PROPOS L objectif de ce guide est de décrire de façon détaillée les procédures utilisées pour reconstituer chacune des séries intervenant dans l estimation du kilométrage (Jaeger, 1994), (Jaeger & Lassarre, 1997b). En effet, le nombre de variables nécessaires à l évaluation du kilométrage total effectué par l ensemble des véhicules routiers étant très élevé, c est principalement dans un souci de clarté que nous avons réalisé cette nomenclature. De plus, ce guide présente les nombreuses sources statistiques auxquelles nous avons eu recours. Ce guide est organisé de la façon suivante : chaque série est spécifiée sous une forme condensée ; par exemple, PA(VPF,e) représente le parc au 1 er janvier des voitures particulières et commerciales à moteur essence immatriculées en France. Quelque soit le document, rapports de recherche, publications, thèse, nous avons conservé la même expression. En d autres termes, l intérêt de ce guide est de permettre à un lecteur désirant un complément d information sur la variable de disposer de précisions concernant les sources statistiques, les modèles et les procédures de reconstitution utilisés. Pour chaque variable, nous avons conservé la même présentation, nous indiquons la période, l unité de mesure, les sources statistiques, la définition précise et la méthodologie de reconstitution. De cette façon, le lecteur a accès aux différentes informations concernant une série particulière sans être contraint de comprendre l articulation générale de l estimation du kilométrage. Signalons enfin que plutôt que d alourdir le texte de longs tableaux, les séries figurent systématiquement sous forme de graphiques. Nous avons distingué les séries annuelles et mensuelles. De cette façon, le lecteur dispose dans un premier temps des sources statistiques et des procédures au niveau annuel (de 1957 à 1993) ; dans un deuxième temps il peut consulter les données statistiques et la méthodologie de la série au niveau mensuel (de janvier 1957 jusqu à décembre 1993). A la fin du guide, des informations supplémentaires sur les différentes enquêtes utilisées pour la reconstitution des séries sont disponibles : le maître d oeuvre, la source, la période, les unités observées ainsi que le champ de l enquête. En outre, une liste nominative partielle des nombreux experts consultés et de leur organisme respectif est exposée. 236

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ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER LISTE DES VARIABLES CLASSEES PAR CATEGORIE DE VEHICULES Les noms des variables inscrits en caractères gras représentent les variables principales à l évaluation du kilométrage. Les noms en caractères normaux correspondent aux variables intermédiaires utilisées dans la reconstitution des séries des variables principales. Les voitures particulières DONNEES ANNUELLES N NOM DEFINITION PAGE PA(VPF,e) Parc au 1 er janvier des voitures particulières à moteur essence immatriculées en France. PA(VPF,d) Parc au 1 er janvier des voitures particulières à moteur diesel immatriculées en France. KM(VPF,e,F+E) Kilométrage annuel moyen des voitures particulières à moteur essence immatriculées en France et circulant en France et à l étranger. KM(VPF,d,F+E) Kilométrage annuel moyen des voitures particulières à moteur diesel immatriculées en France et circulant en France et à l étranger. KP(VP,e,F) Kilométrage annuel total effectué en France par les voitures particulières à moteur essence immatriculées en France ou à l étranger. KP(VP,d,F) Kilométrage annuel total effectué en France par les voitures particulières à moteur diesel immatriculées en France ou à l étranger. CCV(VPN,e) Consommation conventionnelle annuelle des voitures particulières neuves à moteur essence CCV(VPN,d) Consommation conventionnelle annuelle des voitures particulières neuves à moteur diesel CT(VPN,e) Consommation théorique annuelle des voitures particulières neuves à moteur essence CT(VPN,d) Consommation théorique annuelle des voitures particulières neuves à moteur diesel PAA(VPF,e) Structure par âge du parc des voitures particulières à moteur essence P. 239 P. 240 P. 243 P. 246 P. 248 P. 251 238

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER PAA(VPF,d) Structure par âge du parc des voitures particulières à moteur diesel CCV(PA(VPF,e) Consommation conventionnelle annuelle du parc des voitures particulières à moteur essence CCV(PA(VPF,d) Consommation conventionnelle annuelle du parc des voitures particulières à moteur diesel P. 252 Les véhicules utilitaires légers N NOM DEFINITION PAGE PA(VULF,e) Parc au 1 er janvier des véhicules utilitaires légers à moteur essence immatriculés en France. PA(VULF,d) Parc au 1 er janvier des véhicules utilitaires légers à moteur diesel immatriculés en France. KM(VULF,e,F+E) Kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur essence immatriculés en France et circulant en France et à l étranger. KM(VULF,d,F+E) KP(VUL,e,F) KP(VUL,d,F) CU(PA(VULF,e) CU(PA(VULF,d) Kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur diesel immatriculés en France et circulant en France et à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en véhicules utilitaires légers à moteur essence immatriculés en France ou à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en véhicules utilitaires légers à moteur diesel immatriculés en France ou à l étranger. Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel P. 254 P. 256 P. 260 P. 262 Les poids lourds N NOM DEFINITION PAGE PA(PLF,e) Parc au 1 er janvier des poids lourds à moteur essence immatriculés en France. P. 266 PA(PLF,d) Parc au 1 er janvier des poids lourds à moteur diesel immatriculés en France. 239

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KM(PLF,e+d,F+E) KP(PL,e+d,F) KP(PL,e,F) CU(PA(PLF,e) CU(PA(PLF,d) Kilométrage annuel moyen des poids lourds à moteur essence et diesel immatriculés en France et circulant en France et à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en poids lourds à moteur essence et diesel immatriculés en France ou à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en poids lourds à moteur essence immatriculés en France ou à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en poids lourds à moteur diesel immatriculés en France ou à l étranger. Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des poids lourds à moteur essence Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des poids lourds à moteur diesel P. 268 P. 269 P. 279 P. 281 Les autocars et les autobus N NOM DEFINITION PAGE PA(BUSF,e) PA(BUSF,d) Parc au 1 er janvier des autocars et autobus à moteur essence immatriculés en France. Parc au 1 er janvier des autocars et autobus à moteur diesel immatriculés en France. KM(BUSF,e+d,F+E) Kilométrage annuel moyen des autocars et autobus à moteur essence et diesel immatriculés en France et circulant en France et à l étranger. KP(BUS,e+d,F) KP(BUS,e,F) KP(BUS,d,F) CU(PA(BUSF,e) CU(PA(BUSF,d) Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en autocars et autobus à moteur essence et diesel immatriculés en France ou à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en autocars et autobus à moteur essence immatriculés en France ou à l étranger. Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en autocars et autobus à moteur diesel immatriculés en France ou à l étranger. Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des autocars et autobus à moteur essence Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des autocars et autobus à moteur diesel P. 284 P. 285 P. 286 P. 288 P. 290 240

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Les deux-roues motorisés N NOM DEFINITION PAGE PA(DR,e) Parc au 1 er janvier des deux-roues motorisés. P. 293 KM(DRF,e) Kilométrage annuel moyen des deux-roues motorisés. P. 301 KP(DR,e,F) Kilométrage annuel total effectué en France en deux-roues motorisés. P. 307 CU(PA(DR,e) Consommation unitaire annuelle du parc des deux-roues motorisés P. 308 241

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER DONNEES MENSUELLES Mensualisation du parc des différentes catégories de véhicules routiers N NOM DEFINITION PAGE PA t,m (VPF,e) Parc mensuel des voitures particulières et commerciales à moteur essence. P. 313 PA t,m (VPF,d) PA t,m (VULF,e) PA t,m (VULF,d) PA t,m (PLF,e) PA t,m (PLF,d) PA t,m (BUSF,e) PA t,m (DRF,e) Parc mensuel des voitures particulières et commerciales à moteur diesel. Parc mensuel des véhicules utilitaires légers à moteur essence. Parc mensuel des véhicules utilitaires légers à moteur diesel. Parc mensuel des poids lourds à moteur essence. Parc mensuel des poids lourds à moteur diesel. Parc mensuel des autobus et autocars à moteur essence. Parc mensuel des deux roues à moteur essence. Mensualisation du kilométrage annuel moyen des différentes catégories de véhicules routiers N NOM DEFINITION PAGE KM t,m (VPF,e) KM t,m (VPF,d) KM t,m (VULF,e) KM t,m (VULF,d) KM t,m (PLF,e) KM t,m (PLF,d) Kilométrage mensuel moyen des voitures particulières et commerciales à moteur essence. Kilométrage mensuel moyen des voitures particulières et commerciales à moteur diesel. Kilométrage mensuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur essence. Kilométrage mensuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur diesel. Kilométrage mensuel moyen des poids lourds à moteur essence. Kilométrage mensuel moyen des poids lourds à moteur diesel. P. 316 242

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KM t,m (BUSF,e) Kilométrage mensuel moyen des autobus et autocars à moteur essence. KM t,m (DRF,e) Kilométrage mensuel moyen des deux roues à moteur essence. Mensualisation du kilométrage total effectué par les différentes catégories de véhicules routiers au cours d une année. N NOM DEFINITION PAGE KP t,m (VPF,e) KP t,m (VPF,d) KP t,m (VULF,e) KP t,m (VULF,d) KP t,m (PLF,e) KP t,m (PLF,d) KP t,m (BUSF,e) KP t,m (DRF,e) Kilométrage mensuel total des voitures particulières et commerciales à moteur essence. Kilométrage mensuel total des voitures particulières et commerciales à moteur diesel. Kilométrage mensuel total des véhicules utilitaires légers à moteur essence. Kilométrage mensuel total des véhicules utilitaires légers à moteur diesel. Kilométrage mensuel total des poids lourds à moteur essence. Kilométrage mensuel total des poids lourds à moteur diesel. Kilométrage mensuel total des autobus et autocars à moteur essence. Kilométrage mensuel total des deux roues à moteur essence. P. 317 Mensualisation de la consommation unitaire moyenne du parc des différentes catégories de véhicules routiers. N NOM DEFINITION PAGE CU t,m [PA(VPF,e)] CU t,m [PA(VPF,e)] CU t,m [PA(VULF,e)] CU t,m [PA(VULF,d)] Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence. Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur diesel. Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence. Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel. P. 319 P. 321 CU t,m [PA(PLF,e)]: Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des poids P. 325 243

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER lourds à moteur essence. CU t,m [PA(PLF,d)]: CU t,m [PA(BUSF,e)] CU t,m [PA(BUSF,d)] Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des poids lourds à moteur diesel. Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des autocars et autobus à moteur diesel. Consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des autocars et autobus à moteur diesel. 244

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ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Introduction La formule de base donne le nombre de kilomètres parcourus par le rapport entre la consommation totale de carburant exprimée en litres et la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers. En d autres termes, le kilométrage total s évalue de la façon suivante : KP 1 = i CT( e ) KP ( i, e ) CU ( i, e ) 0 i KP 0 ( i, e ) + i CT( d ) KP ( i, d ) CU( i, d ) 0 i KP 0 ( i, d ) = KP ( e ) + KP ( d ) 1 1 avec: CT(.) : représente la consommation totale en carburant essence ou diesel (.) de l ensemble des véhicules routiers (exprimée en litres) ; CU(i,. ) : exprime la consommation unitaire moyenne du parc de chaque catégorie de véhicules routiers à moteur essence ou diesel (.)(exprimée en litres aux 100 kilomètres). indice 0 : correspond aux estimations résultant de diverses sources statistiques existantes (enquêtes, recensements de la circulation, comptages,...) ; indice 1 : correspond aux estimations calées sur la consommation totale de carburant ; exposant i : représente chaque catégorie de véhicules routiers (VR), soit VP pour les voitures particulières et commerciales, VUL pour les véhicules utilitaires légers, PL pour les poids lourds, BUS pour les autocars et autobus et DR pour les deux roues motorisés. KP(i,. ) : décrit le nombre de kilomètres parcourus par chaque catégorie de véhicules routiers à moteur essence ou diesel (.) sur le réseau routier national (exprimé en kilomètres) ; KP 1 (.) est le kilométrage total pour l ensemble des véhicules routiers à moteur essence ou diesel corrigé par les livraisons de carburant essence ou diesel et KP 0(e) = KP 0(i, e) et i KP 0(d) = KP 0(i, d) est le kilométrage total effectué par l ensemble des véhicules routiers i essence ou diesel estimé à partir des données des différentes enquêtes. KP (i ) 0,. correspond au kilométrage total effectué par chaque catégorie (i) de véhicules routiers immatriculés en France et à l étranger et circulant en France, ce qui correspond dans la 246

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER suite de l annexe à la notation KP(VP,., F) dans le cas des voitures particulières et commerciales. Ce dernier est calculé soit : 1. Directement par le kilométrage total parcouru. Cela concerne les modes de transport de marchandises (poids lourds) et de voyageurs (autocars et autobus) pour lesquels les statistiques officielles sont données en tonnes-kilomètres ou passagers-kilomètres. Le kilométrage moyen est un sous-produit de cette statistique. 2. Par le produit de la taille du parc de véhicules par le kilométrage moyen par véhicule. Cela concerne les modes de transport individuel comme la voiture particulière et le deux-roues motorisé, mais aussi le véhicule utilitaire léger. L'équation de base permettant de calculer le nombre de kilomètres parcourus par chaque catégorie de véhicule routier fait appel : à la taille du parc à mi-période des véhicules routiers immatriculés en France, au kilométrage moyen par véhicule effectué sur le réseau français pendant la période, qui est égal à la plus grande partie du kilométrage effectué en France et à l'étranger, au kilométrage total parcouru dans la période par les véhicules routiers étrangers sur le réseau français. La procédure de reconstitution de l ensemble des variables nécessaires à l évaluation du kilométrage total est présentée en détail dans cette annexe ; soit pour chaque catégorie de véhicules routiers, le parc (noté PA(VRF,.), le kilométrage annuel moyen (noté KM(VRF,.,F+E)), le kilométrage total (noté KP(VR,.,F)) et la consommation unitaire moyenne du parc (notée CU(PA(VRF,.)). 247

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER PROCEDURE DE RECONSTITUTION DES VARIABLES Les voitures particulières DONNEES ANNUELLES PA(VPF,e) : Parc au 1 er janvier des voitures particulières à moteur essence immatriculées en France PA(VPF,d) : Parc au 1 er janvier des voitures particulières à moteur diesel immatriculées en France Période : 1956-1996 Unité : en milliers de véhicules Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.) Définition : Les parcs annuels au 1 er janvier des voitures particulières et commerciales à moteur essence noté PA(VPF,e) et à moteur diesel noté PA(VPF,d) correspondent au nombre de voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel immatriculées en France et en état de circuler. Reconstitution : Le parc a été estimé par la méthode «entrée-sortie» mise en place par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). Un taux de survie longitudinal est appliqué aux immatriculations annuelles des voitures particulières et commerciales essence neuves. 20000 Parc au 1er janvier des voitures particulières et commerciales (C.C.F.A.) 18000 16000 14000 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 essence Figure A.1 diesel 248

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KM(VPF,e,F+E) : Kilométrage annuel moyen des voitures particulières à moteur essence immatriculées en France et circulant en France et à l étranger KM(VPF,e,F+E) : Kilométrage annuel moyen des voitures particulières à moteur essence immatriculées en France et circulant en France et à l étranger Période : 1957-1994 Unité : en kilomètres Sources 42 : Enquêtes Cartes Grises (1958-1959) Enquêtes Transports I.N.S.E.E. (1966-1967, 1973-1974, 1981-1982, 1993-1994) Enquêtes de Conjoncture I.N.S.E.E. auprès des Ménages (1974-1994) Panel auto de la SOFRES Panel SECODIP : consommation réelle de carburant (depuis avril 1987) Données sur les comptages de la circulation sur le réseau national. Définition : KM(VPF,e,F+E) et KM(VPF,e,F+E) représentent le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année considérée sur le réseau routier français et étranger par respectivement les voitures particulières à moteur essence et les voitures particulières à moteur diesel immatriculées en France. Reconstitution : Les kilométrages annuels moyens des voitures particulières sont connus par enquêtes. La source principale est l enquête de conjoncture I.N.S.E.E. auprès des ménages dont les résultats sont repris dans le rapport de la Commission des Comptes des Transports de la Nation. Les différentes enquêtes étudiées sont : l enquête cartes grises (1958-1959), les enquêtes Transports I.N.S.E.E. (1966-67, 1973-74, 1981-82, 1993-94) et les enquêtes de conjoncture I.N.S.E.E. auprès des ménages (1974-1992), ainsi qu une donnée de comptages de circulation sur le réseau national. L estimation obtenue après rétropolation est comparée aux résultats de deux enquêtes : le panel auto de la SOFRES et le panel SECODIP. Les enquêtes de conjoncture I.N.S.E.E. auprès des ménages menées à partir de 1950 sont dans un premier temps ponctuelles, puis pluriannuelles depuis 1970 et enfin quadrimestrielles depuis 1972. Les différents points observés concernent notamment les transports à savoir le type de voiture dont dispose le ménage, les motifs d usage de la voiture, le kilométrage annuel estimé, les intentions d achats automobiles, et le mode de transport pour les déplacements de vacances. En outre, le kilométrage annuel moyen des voitures particulières est réparti selon le type de carburant: essence/diesel, mais uniquement à partir de 1984; et tout carburant à partir de 1974. Par ailleurs, en raison du caractère très flou du champ de l enquête de 1966 à 1973, nous nous sommes basés sur les résultats de l enquête qu à partir de 1973. 42 Cf. annexe concernant les enquêtes. 249

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Concernant l enquête cartes grises menée au cours de l année 1958, il faut préciser que deux estimations ont été effectuées et pour deux champs différents: tout d abord une première estimation est réalisée sur un an ou moins, puis une deuxième sur un mois. Les estimations concernent d une part les voitures particulières acquises depuis plus d un an et d autre part, les voitures particulières totales. Pour estimer le kilométrage moyen annuel des voitures particulières, nous nous sommes basés sur l estimation sur un an ou moins des voitures particulières acquises depuis plus d un an. Les enquêtes Transport ont été menées en 1966-67, 1973-74, 1981-82, 1993-94 par l I.N.S.E.E. 43 sur un échantillon d environ 8 000 ménages résidant en France concernant leur équipement en véhicules individuels, leurs déplacements et leurs dépenses en termes d achat, d entretien et d utilisation des différents moyens de transports. Parmi les variables observées, les kilométrages relevés au compteur nous intéressent dans l intention d en extraire le nombre de kilomètres parcourus en moyenne dans l année par les voitures particulères. Aussi, à partir des différents points d enquêtes cités ci-dessus, nous avons estimés les kilométrages annuels moyens des voitures particulières immatriculées en France sur la période 1956-1994. La première phase consiste à rétropoler les données des enquêtes de conjoncture de l I.N.S.E.E. de 1974 à 1994 jusqu à 1956, en se basant sur les comptages de la circulation de 1973 et sur les deux point d enquêtes: de 1966-67 (enquêtes Transports de l I.N.S.E.E.) et 1958-59 (enquêtes cartes grises). En premier lieu, nous corrigeons le résultat de l année 1973 issu des enquêtes de conjoncture I.N.S.E.E. à partir du coefficient de variation de la circulation routière du réseau national de 1973-1974 (+1,6%). En second lieu, nous estimons le kilométrage annuel moyen des voitures particulières sur la période 1956-1973 par rétropolation exponentielle en calant l évolution sur les trois points des enquêtes ; 1959 (enquête cartes grises), 1967 et 1974 (enquêtes transports I.N.S.E.E.). En troisième et dernier lieu, nous corrigeons la série rétropolée sur l ensemble de la période 1956-1973 de l écart entre le kilométrage annuel moyen estimé pour l année 1973 à partir du coefficient de circulation et celui estimé par rétropolation exponentielle calée sur les trois points de l enquête. Par conséquent, la série finale sur le kilométrage annuel moyen effectué par l ensemble des voitures particulières tout carburant confondu est composée de 1956 à 1973 de la série rétropolée corrigée du coefficient de circulation du réseau national, et de 1974 à 1994 de la série brute extraite des données de l enquête de conjoncture I.N.S.E.E. auprès de Ménages. La deuxième et dernière phase consiste, à partir des enquêtes I.N.S.E.E. de conjoncture, à identifier la série finale des kilométrages annuels moyens des voitures particulières tout carburant de 1956 à 1994, les kilométrages annuels moyens effectués par les voitures particulières à moteur essence et ceux effectués par les voitures particulières à moteur diesel. Les kilométrages annuels moyens des voitures particulières extraits de l enquête de conjoncture I.N.S.E.E. auprès de Ménages sont répartis selon le type de carburant essence/diesel uniquement à partir de 1984 (cf. tableau ci-dessous). 43 Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (Ministère des Finances). 250

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KILOMETRAGE ANNUEL MOYEN DES VOITURES PARTICULIERES* en kilomètres à moteur 'essence' à moteur diesel tout carburant 1984 12 310 21 100 12 1985 12 310 20 700 12 1986 12 640 20 000 13 1987 12 700 19 700 13 1988 12 510 20 300 13 1989 12 330 19 200 13 1990 12 200 19 600 13 1991 12 240 21 100 13 1992 12 260 20 800 13 1993 11 880 20 500 13 1994 12 050 20 200 14 * Enquêtes de conjoncture I.N.S.E.E. auprès des ménages Tableau A.1 Aussi, nous estimons les kilométrages annuels moyens des voitures particulières pour chaque type de carburant sur la sous-période 1956-1983 en calant l évolution entre 1956 et 1983 du kilométrage annuel moyen des voitures particulières à moteur essence et du kilométrage annuel moyen des voitures particulières à moteur diesel sur le kilométrage annuel moyen des voitures particulières tout carburant et en prenant comme base 100 l année 1984. La figure ci-dessous retrace l évolution du nombre de kilomètres effectués en moyenne dans l année par les voitures particulières et commerciales en France et à l étranger. 30000 Kilométrage annuel moyen des voitures particulières (enquêtes) 25000 20000 15000 10000 5000 essence diesel Figure A.2 En raison de l écart croissant entre le prix du carburant essence et du carburant diesel, et des améliorations techniques des voitures à moteur diesel (turbo diesel), le nombre de kilomètres parcourus en moyenne par an par chaque voiture particulière à moteur diesel est en 1994 deux fois supérieur au nombre de kilomètres parcourus par les voitures particulières à moteur essence. 251

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KP(VP,e,F) : Kilométrage annuel total effectué en France par les voitures particulières à moteur essence immatriculées en France ou à l étranger KP(VP,d,F) : Kilométrage annuel total effectué en France par les voitures particulières à moteur diesel immatriculées en France ou à l étranger Période : 1957-1994 Unité : millions de véhicules kilomètres Sources 44 : Enquêtes «tourisme aux frontières» de 1963, 1976, 1982, 1989 et 1991 Ministère du Tourisme Sondage de circulation du S.E.T.R.A. 45 de 1990 Variables utilisées : PA(VPF,e) et PA(VPF,d) KM(VPF,e,F+E) et KM(VPF,e,F+E) Définition : KP(VP,e,F) et KP(VP,e,F) représentent le nombre total de kilomètres parcourus respectivement par l ensemble des voitures particulières et commerciales à moteur essence et diesel immatriculées en France et à l étranger sur le réseau national durant l année. Reconstitution : Le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des voitures particulières et commerciales immatriculées en France est obtenu en faisant le produit du parc à miannée en circulation par le kilométrage moyen effectué par les voitures particulières et commerciales durant l année. Le kilométrage total ainsi calculé prend également en compte le nombre de kilomètres effectués à l étranger par les véhicules immatriculés en France. Par conséquent, afin d évaluer le kilométrage total effectué uniquement sur le réseau national français par l ensemble des voitures particulières et commerciales immatriculées en France et à l étranger, nous avons tenu compte du solde des kilométrages effectués par les véhicules étrangers en France et par les véhicules immatriculés en France à l étranger. KP (VP,.,F) = KP (VPF,.,F +E) + [ KP (VPE,.,F)-KP (VPF,.,E) t t t t ] avec : KP t (VP,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les voitures particulières et commerciales immatriculées en France ou à l étranger (VP) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VPF,.,F+E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France et à l étranger (F+E) par les voitures 44 45 Cf. annexe concernant les enquêtes. Service d Etudes Techniques des Routes et Autoroutes (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 252

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VPE,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les voitures particulières et commerciales immatriculées à l étranger (VPE) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VPF,.,E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t à l étranger (E) par les voitures particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.). La première phase consiste à calculer le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des voitures particulières et commerciales immatriculées en France et circulant sur le réseau français et étranger en faisant le produit du parc en circulation à mi-année par le kilométrage moyen effectué par les voitures particulières et commerciales durant l année. KP (VPF,., F + E) = t PA (VPF,.) + PA (VPF,.) t+1 t KM (VPF,., F + E) 2 t avec : KP t (VPF,.,F+E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France et à l étranger (F+E) par les voitures particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.); PA t (VPF,.) : Parc au 1 er janvier de l année t des voitures particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) ; KM t (VPF,.,F+E) : Kilométrage effectué en moyenne au cours de l année t par chaque véhicule utilitaire léger immatriculé en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E). Le kilométrage total ainsi calculé comprend également le nombre de kilomètres effectués par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France sur le réseau routier étranger. La deuxième phase consiste à évaluer la part de la circulation totale des voitures particulières et commerciales effectuée à l étranger. Les ménages français roulent assez peu à l étranger (environ 3% de leur parcours). Ne disposant que de très peu d information sur toute la période étudiée, de 1957 à 1994, nous rétropolons le coefficient ainsi obtenu sur toute la période étudiée à partir de deux points d enquêtes, 1963 et 1990. Ainsi : KP (VPF,.,E) = α KP (VPF,.,F + E) t t t avec : KP t (VPF,.,E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t à l étranger (E) par les voitures particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.). KM t (VPF,.,F+E) : Kilométrage effectué en moyenne au cours de l année t par chaque véhicule utilitaire léger immatriculé en 253

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E). La troisième et dernière phase consiste donc à évaluer le kilométrage effectué en France par les véhicules immatriculés à l étranger. Compte tenu de la place de notre pays au cœur de l Europe Occidentale, les véhicules étrangers ont représenté en 1990, 7,4% du trafic des véhicules légers sur le réseau national d après le Sondage de Circulation du S.E.T.R.A.. Ainsi, la circulation des voitures étrangères en France est estimée et rétropolée sur toute la période étudiée à partir de trois indicateurs qui se révèlent relativement cohérents entre eux : le nombre de touristes étrangers suivi par le Ministère du Tourisme ; les enquêtes «tourisme aux frontières» de 1963, 1976, 1982, 1989 et 1991 ; le recensement de la circulation 1990 qui distingue les véhicules étrangers. En définitive, le nombre de kilomètres parcourus sur le réseau national par l ensemble des voitures particulières et commerciales moteur essence ou diesel immatriculées en France et à l étranger est reconstitué de la manière suivante : PA (VPF,.) + PA (VPF,.) KP (VP,., F) = (1 - α t ) t+1 t KM (VPF,.,F+E) KP (VPE,.,F) t 2 + t t avec : KP t (VP,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les voitures particulières et commerciales immatriculées en France ou à l étranger (VP) à moteur essence ou diesel (.); PA t (VPF,.) : Parc au 1 er janvier de l année t des voitures particulières et commerciales immatriculées en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) ; KM t (VPF,.,F+E) : Kilométrage effectué en moyenne au cours de l année t par chaque véhicule utilitaire léger immatriculé en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E). La figure ci-dessous retrace l évolution du nombre de kilomètres effectués sur le réseau routier français en voitures particulières et commerciales à moteur essence ou à moteur diesel et immatriculées en France et à l étranger, et ce de 1956 à 1994. 254

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 250000 Kilométrage annuel effectué par l'ensemble des voitures particulières 200000 150000 100000 50000 0 essence diesel Figure A.3 CCV(VPN,e) : Consommation conventionnelle annuelle moyenne des voitures particulières neuves à moteur essence CCV(VPN,d) : Consommation conventionnelle annuelle moyenne des voitures particulières neuves à moteur diesel Période : 1975-1994 Unité : en litres aux cent kilomètres Sources 46 : Union Technique de l Automobile et du Cycle (U.T.A.C.) Agence de l Environnement et de la Maîtrise de l Energie (A.D.E.M.E.) Variables utilisées : CT(VPN,e) et CT(VPN,d) Définition : Depuis le 7 mars 1975, le Ministère de l équipement a défini une procédure de mesure des consommations conventionnelles. Elles sont mesurées de façon précise et sont reproductibles sur trois types de mesures: consommation à la vitesse stabilisée de 90 km/h (ou à la vitesse maximale du véhicule si celle-ci est inférieure à 90 km/h), consommation à la vitesse de 120 km/h (uniquement dans le cas où la vitesse maximale du véhicule est supérieure à 130 km/h), consommation au cours d un essai type urbain, baptisé cycle EUROPE, effectué sur banc à rouleaux à la vitesse moyenne de 19 km/h. La moyenne des consommations conventionnelles est pondérée de 1/3 pour chaque cycle. 46 Cf. annexe concernant les enquêtes. 255

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Reconstitution : Période 1975-1994 Ces valeurs sont mesurées par des laboratoires agréés au niveau européen. L Union Technique de l Automobile et du Cycle (U.T.A.C.) a en charge ce travail pour les voitures françaises. Les consommations conventionnelles sont exprimées en litres aux 100 kilomètres. Ainsi, les tests nous permettent de disposer des consommations conventionnelles par "marques et types". Le laboratoire renouvelle ces opérations tous les ans pour tous les nouveaux modèles apparus au cours de l'année. A partir de ces résultats, l Agence de l Environnement et de la Maîtrise de l Energie (A.D.E.M.E.) effectue chaque année une pondération de la consommation conventionnelle par "marques et types" en fonction des ventes correspondantes des voitures neuves immatriculées en France et dispose, de ce fait, des consommations conventionnelles moyennes des voitures particulières et commerciales neuves immatriculées en France pour toutes les années depuis 1975. La disponibilité de ces données par type de carburant nous a permis de constituer la consommation conventionnelle moyenne de l ensemble des voitures particulières neuves à moteur essence et à moteur diesel, immatriculées en France et ce sur la période 1975-1993. 10,0 Consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves 9,5 9,0 8,5 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 5,5 5,0 Essence Figure A.4 Diesel Période 1932-1975 Avant la première crise pétrolière, lorsque un ménage décidait d acheter un véhicule particulier, il ne se préoccupait guère de la consommation en énergie du véhicule. Ainsi avant 1975, il n existe pas d indication homologuée sur la consommation en énergie d une voiture particulière. Chaque constructeur automobile fait part d une consommation théorique en énergie pour chaque type de véhicule, seulement ces consommations sont difficilement comparables d un constructeur à l autre. C est pourquoi en 1975, le Ministère de l équipement a défini une procédure de mesure des consommations dites conventionnelles dans le but de fournir une appréciation objective à l acheteur potentiel. Ainsi, afin de reconstituer une consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves sur toute la période étudiée (1957-1993), nous nous sommes basés sur la procédure de construction effectuée par l Agence de l Environnement et de la Maîtrise 256

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER de l Energie de 1975 à 1993 pour reconstituer la série de 1957 à 1993 (cf. CT(VPN,e) et CT(VPN,d)). Ajustement de la consommation théorique moyenne des voitures particulières et commerciales neuves sur toute la période (1930-1993) Dans un premier temps, il s agit d ajuster la série sur la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves à moteur essence afin d homogénéiser la série sur toute la période étudiée (1946-1993). Sur la période 1946-1993, la série est donc répartie en trois sous-périodes: De 1946-1955, la consommation moyenne est estimée à partir de la production et de la consommation théorique tirée de La Revue Automobile Suisse, De 1956-1975, la consommation moyenne est estimée à partir des immatriculations des voitures particulières et commerciales neuves et des consommations théoriques tirées de La Revue Automobile Suisse, chaque donnée étant répartie par marques et types Et de 1975-1992, la consommation moyenne est estimée par l Agence de l Environnement et de la Maîtrise de l Energie (A.D.E.M.E.) sur la base des données de l Union Technique de l Automobile et du Cycle (U.T.A.C.). Afin de corriger les deux points de ruptures, en 1956 et en 1975, deux ajustements ont été effectués. Une première correction a été réalisée en 1956 en raison du léger décalage des voitures particulières et commerciales entre la production et les immatriculations neuves et une deuxième en 1975, du fait qu en France à partir de 1975, les consommations conventionnelles sont soumises à une normalisation qui a pour objet de fournir une appréciation objective à l acheteur potentiel. La série ainsi ajustée sur toute la période 1930-1993 décrit l évolution annuelle de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales essence neuves. Dans un deuxième temps, il s agit d ajuster la série sur la consommation conventionnelle des voitures particulières et commerciales neuves à moteur diesel sur la période 1958-1993. Avant 1958, il n existait pas de voitures particulières à moteur diesel ce qui explique que la période ne débutait qu à partir de 1958. Sur la période 1958-1993, la série est donc répartie en deux sous-périodes: De 1958-1975, la consommation moyenne est estimée à partir des immatriculations de voitures particulières et commerciales neuves par marques et type et des consommations théoriques tirées de La Revue Automobile Suisse, De 1975-1993, la consommation moyenne est estimée par l Agence de l Environnement et de la Maîtrise de l Energie (A.D.E.M.E.). sur la base des données de l Union Technique de l Automobile et du Cycle (U.T.A.C.). En raison de l arrêté ministériel du 7 mars 1975 qui soumet les consommations conventionnelles des voitures particulières et commerciales à une norme, mesurées dès lors par l U.T.A.C., il existe un point de rupture en 1975. Ainsi la série 1958-1975 est ajustée à la série 1975-1993 ramenant la série des consommations théoriques des voitures particulières et commerciales neuves à moteur diesel à la hauteur de la série des consommations conventionnelles calculées par l A.D.E.M.E.. La série ainsi ajustée sur toute la période 1958-1993 décrit l évolution annuelle de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves à moteur diesel. CT(VPN,e) : Consommation théorique annuelle des voitures particulières 257

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER neuves à moteur essence CT(VPN,d) : Consommation théorique annuelle des voitures particulières neuves à moteur diesel Période : 1932-1975 Unité : litres aux cent kilomètres Sources 47 : : «La Revue Automobile Suisse», revue annuelle depuis 1951 (microfiche) (C.C.F.A.) «L histoire de l Automobile», rapport d activité de Citroën, Peugeot et Renault) (C.C.F.A.) «Immatriculations de véhicules neufs en France» édité annuellement par l Association Auxiliaire de l Automobile (A.A.A.) (Données confidentielles) «Annuaire rétrospectif de la France» (I.N.S.E.E.) René Bellu, «Toutes les Citroën» (1982), «Toutes les Peugeot» (1980) et «Toutes les Renault» (1979), édition Jean Pierre Deville. Gilbert Hatry et Claude-le-Maître : Dossier chronologique Renault, édition Lafourchade, 1977. Bruno Poirier : Le guide Simca : tous les modèles de 1934 à 1964, édition EPA, 1994. Dominique Pagneux. Le guide Panhard : tous les modèles de 1945 à 1967, édition EPA, 1994. Définition : La consommation conventionnelle correspond à la consommation énergétique de chaque marques et types évaluée en laboratoire spécialisé appelé l U.T.A.C.. La consommation théorique, dans ce cas, est une consommation estimée par le constructeur selon ses propres tests. La consommation théorique des nouveaux modèles mis en circulation au cours de l année considérée, exprimée en litres aux cent kilomètres, est tirée de La Revue Automobile Suisse. Cette revue annuelle répertorie depuis 1951 tous les nouveaux modèles de chaque constructeur, avec leurs caractéristiques (moteur, transmission, rapport de démultiplication, suspension, performances vitesse et consommation). Les données de consommation sont évaluées par les constructeurs eux-mêmes ou par défaut, par un test de La Revue Automobile Suisse. De 1951 à 1957, La Revue Automobile Suisse précise à propos de la consommation que les données ne sont pas toujours établies de manière identique : les indications fournies par les constructeurs se rapportent, dans certains cas, à une vitesse maintenue entre 60 et 80 km/h ou, dans d autres cas, les consommations portent la mention norme CUNA (norme Italienne) et norme DIN (norme Allemande). Une consommation DIN correspond alors à une consommation mesurée à une vitesse égale aux trois quarts de la vitesse maximale (sans dépasser les 110 km/h) majorée de 10%. Ainsi, les données de consommation DIN ou autres sont plus ou moins homogènes dans la mesure où la vitesse maximale des voitures de l époque se situait entre 80 et 110 km/h, soit en prenant les trois quarts de cette vitesse : 60 et 82,5 km/h. Par contre, de 1958 à 1975, les normes CUNA et DIN sont employées de manière générale. 47 Cf. annexe concernant les enquêtes. 258

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Reconstitution : Les données sur la consommation conventionnelle par "marques et types" n existant pas avant l année 1975, nous avons dû «explorer» et exploiter les archives du service de documentation du Comité des Constructeurs Français de l Automobile (C.C.F.A.). A partir des éléments obtenus, nous avons pu développer la même méthodologie dans la perspective d une reconstitution de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves entre 1932 et 1975. La fiabilité de la démarche retenue s appuie sur une confrontation des données reconstituées sur l ensemble de la période (1932-1975) avec celles disponibles sur la période 1975-1993. De 1957 à 1975, la série annuelle de la consommation théorique moyenne des voitures particulières et commerciales neuves est reconstituée en associant à chaque marques et types la consommation théorique correspondante pondérée par le nombre d immatriculations neuves réalisées en France durant l année considérée. La répartition par type de carburant ( essence et diesel ) est obtenue à partir des immatriculations neuves par marques et types des voitures particulières et commerciales essence et diesel et des consommations théoriques par marques et types spécifiées selon le carburant utilisé. De ce fait, nous devons collecter d une part les consommations théoriques et d autre part les immatriculations neuves et ce pour chaque marques et types de voitures particulières et commerciales et pour chaque type de carburant. Nous détaillons les différentes sources utilisées et les différentes marques prises en compte pour chaque type de carburant. Il faut préciser que la période s étend de 1947 à 1975 car une fois la série sur la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves reconstituée, nous devrons dans une deuxième étape édifier la série sur la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales. Or pour pouvoir évaluer une consommation moyenne du parc pour l année 1957, il est nécessaire de connaître la consommation moyenne des voitures neuves pour les vingt-sept années précédentes ce qui nous fait remonter jusqu à 1930. Les immatriculations neuves par marques et types de 1930 à 1975 : Sur la période 1956-1975, les immatriculations neuves par marques et types et par puissances fiscales sont recensées par l Association Auxiliaire de l Automobile (A.A.A.): la référence est une étude annuelle intitulée Immatriculations de véhicules neufs en France, avec comme principales marques Citroën, Panhard, Peugeot, Renault, Simca, Alpha Romeo, Audi, Austin, BMW, Chevrolet, Fiat, Ford, Lancia, Morris,VW... Sur la période 1932-1955, les statistiques d immatriculations des voitures par marques et types faisant défaut, nous avons basé nos estimations sur la production de voitures particulières et commerciales françaises par marques et types obtenue dans les références suivantes du C.C.F.A.: Histoire de l automobile, Production par modèles, des rapports d activité de Citroën, des rapports d activité de RNUR pour Renault et de l Argus pour Peugeot. Ces informations ont été complétées par la littérature automobile : Toutes les Citroën, Toutes les Peugeot et Toutes les Renault de René Bellu, Le guide Simca de Bruno Poirier et Le guide Panhard de Dominique Pagneux dans lesquelles la production de certains modèles est spécifiée. Les voitures de marques étrangères ne sont pas considérées sur cette période, ce qui est licite, puisqu en 1953, la part d immatriculations étrangères ne représentait que 259

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 1,28%. De 1932 à 1955, nous avons émis comme hypothèse que la production de modèles est proportionnelle à la demande, donc aux immatriculations. La consommation théorique par marques et types La consommation conventionnelle correspond à la consommation énergétique de chaque marques et types évaluée en laboratoire spécialisé appelé l U.T.A.C.. La consommation théorique, dans ce cas, est une consommation estimée par le constructeur selon ses propres tests. La consommation théorique des nouveaux modèles mis en circulation au cours de l année considérée, exprimée en litres aux cent kilomètres, est tirée de La Revue Automobile Suisse. Cette revue annuelle répertorie depuis 1951 tous les nouveaux modèles de chaque constructeur, avec leurs caractéristiques (moteur, transmission, rapport de démultiplication, suspension, performances vitesse et consommation). Les données de consommation sont évaluées par les constructeurs eux-mêmes ou par défaut, par un test de La Revue Automobile Suisse. De 1951 à 1957, La Revue Automobile Suisse précise à propos de la consommation que les données ne sont pas toujours établies de manière identique : les indications fournies par les constructeurs se rapportent, dans certains cas, à une vitesse maintenue entre 60 et 80 km/h ou, dans d autres cas, les consommations portent la mention norme CUNA (norme Italienne) et norme DIN (norme Allemande). Une consommation DIN correspond alors à une consommation mesurée à une vitesse égale aux trois quarts de la vitesse maximale (sans dépasser les 110 km/h) majorée de 10%. Ainsi, les données de consommation DIN ou autres sont plus ou moins homogènes dans la mesure où la vitesse maximale des voitures de l époque se situait entre 80 et 110 km/h, soit en prenant les trois quarts de cette vitesse : 60 et 82,5 km/h. Par contre, de 1958 à 1975, les normes CUNA et DIN sont employées de manière générale. Ainsi, nous avons reconstituée la consommation théorique moyenne des voitures particulières et commerciales neuves de 1932 à 1975 en pondérant chaque année la consommation théorique des voitures particulières et commerciales neuves pour chaque marques et types proportionnellement aux immatriculations neuves correspondantes. 11,0 Concommation théorique moyenne des voitures particulières neuves 10,5 10,0 9,5 9,0 8,5 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 Essence Diesel Figure A.5 260

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Une analyse graphique est réalisée sur toute la période étudiée (cf. CCV(VPN,e) et CCV(VPN,d)). PAA(VPF,e) : Structure par âge du parc des voitures particulières à moteur essence PAA(VPF,d) : Structure par âge du parc des voitures particulières à moteur diesel Reconstitution : (voir chapitre 2) Période : 1957-1993 Unité : milliers de véhicules Sources 48 : : Gallez C. : Modèles de projection à long terme de la structure du parc et du marché de l automobile, thèse de doctorat en sciences économiques, Université de Paris I, 1994. Glaude M. et Moutardier M. : Projection de la demande d automobiles pour 1980 et 1985, Collections de l I.N.S.E.E., série M, n 64, 1978. Variables utilisées : IMA(VPF,e) et IMA(VPF,d). CCV(PA(VPF,e) : Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières à moteur essence CCV(PA(VPF,d) : Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières à moteur diesel Période : 1957-1993 Unité : en litres aux cent kilomètres Variables utilisées : PAA(VPF,e) et PAA(VPF,d) ; CCV(VPN,e) et CCV(VPN,d). Définition : L objectif est de reconstituer la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales en associant à chaque année de modèle, d'une part sa consommation conventionnelle moyenne et d'autre part, son importance relative dans tout le parc automobile d une année donnée (obtenue à partir de la structure du parc par âge). Nous renouvelons cette pratique pour chaque année de la période 1957-1993. Reconstitution : Nous avons reconstitué d une part, pour chaque année la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières et commerciales neuves à moteur 48 Cf. annexe concernant les enquêtes. 261

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER essence et diesel (CCV(VPN,e) et CCV(VPN,d), et d autre part, la structure par âge du parc des voitures particulières et commerciales (PAA(VPF,e), PAA(VPF,d)). A partir de ces données, l objectif est de reconstituer la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales en associant à chaque année de modèle, d'une part sa consommation conventionnelle moyenne et d'autre part, son importance relative dans tout le parc automobile d une année donnée (obtenue à partir de la structure du parc par âge). Nous renouvelons cette pratique pour chaque année de la période 1957-1993. La figure ci dessous indique à titre d'exemple les hypothèses du modèle relatives au calcul de la consommation conventionnelle moyenne du parc de l'année 92. DECOMPOSITION DU 306 78 8,25 PARC PAR TRANCHE D'AGE 1992 519 79 8,05 747 80 7,75 963 81 7,40 1339 82 7,15 1568 1532 1669 1857 83 84 85 86 7,01 6,85 6,74 2071 87 2207 2282 2329 88 89 90 CONSOMMATION CONVENTIONNELLE 2079 2137 91 92 2250 2000 1750 1500 1250 1000 750 500 250 4 5 6 7 8 9 Milliers de véhicules L/100 Km Figure A.6 En appliquant cette méthode pour toutes les années de la période considérée, nous obtenons la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel. Evolution annuelle de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves essence et de la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières essence 10,0 9,5 9,0 8,5 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 5,5 5,0 Neufs Figure A.7 Parc 262

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Evolution annuelle de la consommation conventionnelle moyenne des voitures particulières neuves diesel et de la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières diesel 10,0 9,5 9,0 8,5 8,0 7,5 7,0 6,5 6,0 5,5 5,0 Neufs Figure A.8 Les conséquences de la première crise pétrolière sur les consommations conventionnelles moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel sont observables à partir de 1976. On constate que les efforts des consommateurs à choisir de petits modèles plus économiques en énergie associés aux efforts constants de la part des constructeurs à allier performances et économie d énergie connaissent des limites en terme d impact sur la consommation conventionnelle moyenne du parc en circulation. En effet, en 1993, la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales tente à se stabiliser à sept litres pour le parc des véhicules à moteur essence et à six litres pour le parc des véhicules à moteur diesel. Parc 263

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Les véhicules utilitaires légers PA(VULF,e) : Parc au 1er janvier des véhicules utilitaires légers à moteur essence immatriculés en France PA(VULF,d) : Parc au 1er janvier des véhicules utilitaires légers à moteur diesel immatriculés en France Période : 1956-1996 Unité : milliers de véhicules Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.) Problématique : Ces deux variables représentent les parcs annuels au 1 er janvier des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel. En d autres termes, ce sont le nombre de véhicules utilitaires légers à moteur essence et diesel immatriculés en France et en état de circuler. Ce parc a été estimé par la méthode (entrée-sortie) du C.C.F.A.. Les véhicules utilitaires légers de même que les poids lourds appartiennent à la catégorie des véhicules utilitaires. De cette façon, les véhicules utilitaires sont partagés entre les véhicules utilitaires légers et lourds. Néanmoins, sur l ensemble de la période il existe une rupture dans la classification entre les véhicules utilitaires légers et les poids lourds pour l année 1981: Véhicules utilitaires légers Poids lourds de 1956 à 1980 VU < 6 tonnes de P.T.A. VU 6 tonnes de P.T.A. à partir de 1981 VU < 5 tonnes de P.T.A. VU 5 tonnes de P.T.A. Tableau A.2 où VU signifie les véhicules utilitaires et P.T.A. le poids total autorisé. Par conséquent, notre objectif est d homogénéiser toute la série de 1956 à 1996 sur la classification des catégories de véhicules utilitaires effectuée après l année 1981. Reconstitution : Afin d obtenir l évolution du parc des véhicules utilitaires légers pour chaque type de carburant, ainsi que l évolution du parc des poids lourds, il est important d uniformiser sur toute la période étudiée 1956-1996 la définition de chacune de ces catégories en termes de poids total autorisé (P.T.A.). Par conséquent, notre méthode consiste à augmenter (ou diminuer) d une constante fixe x la série de 1957 à 1980 du parc des poids lourds et inversement de diminuer (ou augmenter) la série du parc des véhicules utilitaires légers. Le calcul de cette valeur est basé sur l évolution du parc total des poids lourds diesel. A partir de l évolution du parc des poids lourds diesel de 1970 à 1980, nous évaluons le montant du parc des poids lourds diesel pour l année 1981 par extrapolation linéaire en nous basant sur la période 1970-1980. Dès lors, nous obtenons un parc au 1 er 264

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER janvier 1981 des poids lourds diesel totaux défini pour un poids total autorisé supérieur ou égal à six tonnes d une valeur de 423 milliers de véhicules. Par conséquent, nous constatons pour l année 1981, entre le parc des poids lourds diesel de plus de cinq tonnes avec celui des poids lourds diesel de plus de six tonnes, une différence non négligeable de l ordre de 48,8 milliers de véhicules. A présent, l objectif est de réaliser une répartition équitable entre les deux catégories de véhicules utilitaires afin de ne pas modifier le montant total de ce parc. Nous constatons qu à partir de 1970, les poids lourds, dont le poids total autorisé est compris entre six tonnes et douze tonnes, sont principalement composés de véhicules diesel. En conséquence, l homogénéisation de la répartition du parc des véhicules utilitaires s effectue en priorité sur les véhicules diesel. De ce fait, nous appliquons la différence estimée ci-dessus pour l année 1981 entre les deux parcs des poids lourds, sur le parc des véhicules utilitaires légers. Toutefois, dans le cas où le montant du parc des véhicules utilitaires légers diesel est inférieur au montant de la différence, nous réduisons le parc des véhicules utilitaires légers essence du montant restant. Le parc des véhicules utilitaires légers diesel ainsi obtenu est corrigé de la rupture de 1981 sur la période 1956-1980. Afin de déterminer le parc corrigé de la rupture des poids lourds à moteur diesel et à moteur essence, nous effectuons un transfert du parc de véhicules utilitaires légers au parc des poids lourds, en augmentant le montant du parc des poids lourds diesel du montant soustrait au parc des véhicules utilitaires légers diesel, et ce pour chaque année de la période 1956-1980. De même pour le montant du parc des poids lourds essence, nous augmentons le parc des poids lourds essence du montant soustrait au parc des véhicules utilitaires légers essence, et ce pour chaque année. Le parc final des véhicules utilitaires comprenant le parc des poids lourds et des véhicules utilitaires légers essence et celui des poids lourds et des véhicules utilitaires légers diesel est ainsi corrigé de la rupture de 1981 et homogénéisé sur la répartition des véhicules utilitaires entre les véhicules utilitaires légers de poids total autorisé de moins de cinq tonnes et les poids lourds de poids total autorisé de plus de cinq tonnes. Les figures ci-dessous retracent les corrections effectuées sur les parcs des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel, ainsi que l évolution du parc des véhicules utilitaires légers de 1956 à 1996. 265

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 5000 Parc annuel des véhicules utilitaires légers tout carburant 4500 4000 3500 3000 2500 2000 1500 1000 500 0 Série brute Figure A.9 Série corrigée 3500 Parc annuel ''corrigé'' des véhicules utilitaires légers 3000 2500 2000 1500 1000 500 0 Essence Figure A.10 Diesel On constate que le parc des véhicules à moteur essence chute considérablement à partir de 1989 au profit des véhicules utilitaires à moteur diesel. En 1996, le parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel est inférieur à celui des véhicules utilitaires légers à moteur essence jusqu'à 1991, pour atteindre en 1996 près de deux fois le volume du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence. KM(VULF,e,F+E) : Kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur essence immatriculés en France et circulant en France et à l étranger KM(VULF,d,F+E) : Kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur diesel immatriculés en France et circulant en France et à l étranger 266

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Période : 1956-1994 Unité : milliers de véhicules Source : Enquêtes O.E.S.T. 49 sur l utilisation des véhicules utilitaires légers menées en 1981, 1986 et 1992. Variables utilisées : KM(VPF,e) et KM(VPF,d). Problématique : Ces variables représentent le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année considérée par les véhicules utilitaires légers à moteur diesel et à moteur essence immatriculés en France (de 1956 à 1994). Toutefois, les données concernant le kilométrage annuel moyen effectué par les véhicules utilitaires légers n existent pas de manière régulière sur toute la période considérée. En conséquence, nous avons dû exploiter les diverses enquêtes s intéressant à cette question. A partir des informations collectées, nous avons développé une méthodologie dans la perspective d une reconstitution du kilométrage annuel moyen effectué par les véhicules utilitaires légers pour chaque type de carburant et ce sur l ensemble de la période étudiée. Reconstitution : L estimation du kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers immatriculés en France est basé sur l enquête O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers. Cette enquête a été réalisée en 1981, 1986 et 1992, mais sur deux champs différents ; elle concerne les véhicules utilitaires de moins de 15 ans d âges pour les enquêtes de 1981 et 1986 et les véhicules utilitaire de moins de 20 ans d âge pour les enquêtes de 1986 et 1992. Chaque année, l enquête détaille le parc en service de l échantillon, le parc en circulation de l échantillon, le kilométrage annuel moyen de l échantillon, et la consommation unitaire de l échantillon. De plus, chacune de ces indications est répartie selon le type de carburant: diesel, essence, super, et total carburant. Les données nécessaires à l estimation du kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires, concernent uniquement le kilométrage annuel moyen et le parc en circulation. 49 Observatoire Economique et Statistique des Transports Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 267

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER en nombre de kilomètres 1981 1986 1991 VUL 50 essence de moins de 15 ans d'âge 12000 11000 VUL super de moins de 15 ans d'âge 15000 14000 VUL essence&super de moins de 15 ans d'âge (pondération) VUL diesel de moins de 15 ans d'âge 21000 20000 Ensemble des VUL de moins de 15 ans d'âge 15000 15000 VUL essence de moins de 20 ans d'âge 10000 7970 VUL super de moins de 20 ans d'âge 13000 10400 VUL essence&super de moins de 20 ans d'âge (pondération) VUL diesel de moins de 20 ans d'âge 19000 19600 Ensemble des VUL de moins de 20 ans d'âge 14000 15200 Tableau A.3 L objectif est donc d estimer les kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers immatriculés en France sur la période 1956-1994 en se basant sur les différents points de l enquête de l O.E.S.T.. La méthodologie utilisée est développée ci-après en précisant les différentes étapes. La première phase consiste à compléter les données de l enquête sur l utilisation des véhicules utilitaires légers de l O.E.S.T.. Il s agit dans un premier temps d estimer les kilométrages annuels moyens effectués par l ensemble des véhicules utilitaires légers à moteur essence, c est-à-dire regrouper les véhicules utilitaires légers qui circulent à l essence ordinaire avec ceux qui circulent au supercarburant (avec ou sans plomb). Nous connaissons à partir de l enquête O.E.S.T., le kilométrage annuel moyen pour les années 1981 et 1986 des véhicules utilitaires légers fonctionnant à l essence ordinaire et des véhicules utilitaires légers fonctionnant au supercarburant. Afin d obtenir le kilométrage des véhicules utilitaires légers essence (soit essence ordinaire et supercarburant), nous pondérons respectivement leur kilométrage par rapport au parc en circulation de l échantillon et ce pour les années 1981 et 1986. Nous appliquons la même méthode pour les véhicules utilitaires légers de moins de 20 ans d âges pour les années 1986 et 1992. Dans un deuxième temps, il est question d estimer le kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers de moins de 20 ans d âge pour l année 1981 en calant l évolution entre 1981 et 1986 du kilométrage des véhicules utilitaires légers de moins de 15 ans d âge sur le kilométrage des véhicules utilitaires légers de moins de 20 ans d âge en 1986. Le tableau ci-dessous expose en italique les différents résultats obtenus dans cette première étape. 50 Véhicules utilitaires légers 268

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER en nombre de kilomètres 1981 1986 1991 VUL 51 essence de moins de 15 ans d'âge 12000 11000 VUL super de moins de 15 ans d'âge 15000 14000 VUL essence&super de moins de 15 ans d'âge (pondération) 13417 12675 VUL diesel de moins de 15 ans d'âge 21000 20000 20632 Ensemble des VUL de moins de 15 ans d'âge 15000 15000 VUL essence de moins de 20 ans d'âge 10909 10000 7970 VUL super de moins de 20 ans d'âge 13929 13000 10400 VUL essence&super de moins de 20 ans d'âge (pondération) 12269 11590 9918 VUL diesel de moins de 20 ans d'âge 19950 19000 19600 Ensemble des VUL de moins de 20 ans d'âge 14000 14000 15200 Tableau A.4 La deuxième et dernière phase consiste à estimer les séries finales de 1956 à 1994 concernant les kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel. En premier lieu, nous estimons les kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers de moins de 20 ans d âge à moteur essence et les kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers à moteur diesel sur la période 1981-1992. Concernant les véhicules utilitaires légers à moteur essence (essence et super), nous effectuons deux interpolations exponentielles, l une entre 1981 et 1986 et l autre entre 1986 et 1992 à partir des trois points de l enquête 1981, 1986 et 1992. Concernant les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, nous effectuons cette fois deux interpolations linéaires, l une entre 1981 et 1986 et l autre entre 1986 et 1992 toujours à partir des trois points de l enquête 1981, 1986 et 1992. En deuxième lieu, nous estimons les kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers de moins de 20 ans d âge à moteur essence et les kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers à moteur diesel sur la sous-période 1956-1980. Nous calons l évolution entre 1956 et 1980 du kilométrage annuel moyen estimé sur la base 1984 des voitures particulières à moteur essence sur le kilométrage annuel moyen des véhicules utilitaires légers à moteur essence en 1981, mais en prenant comme base 100 l année 1981. Nous appliquons la même méthode pour obtenir la série des kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers diesel de 1956 à 1980, mais en les calant cette fois sur l évolution du kilométrage annuel moyen estimé sur la base 1984 des voitures particulières à moteur diesel. De cette façon, les séries finales des kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel sur l ensemble de la période considérée, 1956-1994 sont composées : de 1956 à 1980 : de la série rétropolée et calée sur l évolution des kilométrages annuels moyens des voitures particulières ; 51 Véhicules utilitaires légers 269

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER de 1981 à 1986 : de la série rétropolée exponentiellement pour les véhicules utilitaires légers à moteur essence et linéairement pour les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, basée sur deux point (1981 et 1986) de l enquête ; de 1986 à 1992 : de la série rétropolée exponentiellement pour les véhicules utilitaires légers à moteur à essence et linéairement pour les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, basée sur les deux autres points (1986 et 1992) de l enquête ; de 1992 à 1994 : de la série extrapolée exponentiellement pour les véhicules utilitaires légers à moteur à essence et linéairement pour les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, basée sur la période 1986 à 1992. La figure ci-dessous retrace l évolution des kilométrages annuels moyens effectués par les véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel reconstitués à partir des résultats issus des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers et ce de 1956 à 1994. 25000 Kilométrages annuels moyens des véhicules utilitaires légers 23000 21000 19000 17000 15000 13000 11000 9000 7000 5000 essence Figure A.11 diesel Le nombre de kilomètres parcourus en moyenne dans une année en véhicules utilitaires légers à moteur diesel est moins de deux fois supérieur à celui effectué par les véhicules utilitaires légers à moteur essence. Cette différence de kilomètres relativement constante d une année sur l autre jusqu à 1986, s amplifie pour atteindre en 1994, un kilométrage annuel moyen par les véhicules utilitaires légers à moteur diesel près de deux fois et demi supérieur à celui effectué par les véhicules utilitaires légers à moteur essence. KP(VUL,e,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en véhicules utilitaires légers à moteur essence immatriculés en France ou à l étranger KP(VUL,d,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en 270

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER véhicules utilitaires légers à moteur diesel immatriculés en France ou à l étranger Période : 1956-1994 Unité : millions de véhicules kilomètres Source : Enquêtes O.E.S.T. 52 sur l utilisation des véhicules utilitaires légers menées en 1981, 1986 et 1992. Variables utilisées : PA(VULF,e) et PA(VULF,d) KM(VULF,e,F+E) et KM(VULF,e,F+E) Définition : KP(VUL,e,F) et KP(VUL,e,F) représentent le nombre total de kilomètres parcourus respectivement par l ensemble des véhicules utilitaires légers à moteur essence et diesel immatriculés en France ou à l étranger sur le réseau national durant l année. Reconstitution : Le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules utilitaires légers immatriculés en France et circulant sur le réseau français et étranger est obtenu en faisant le produit du parc en circulation par le kilométrage moyen effectué par les véhicules utilitaires légers durant l année. Le kilométrage total obtenu tient compte des kilomètres effectués à l étranger par les véhicules immatriculés en France. Par conséquent, afin d évaluer le kilométrage total effectué uniquement sur le réseau routier français par l ensemble des véhicules utilitaires légers immatriculés en France et à l étranger, nous avons tenu compte du solde des kilométrages effectués par les véhicules utilitaires légers immatriculés à l étranger en France et par les véhicules immatriculés en France à l étranger. En d autres termes, le kilométrage total effectué par l ensemble des véhicules utilitaires légers sur le réseau national est reconstitué de la façon suivante : [ ] KP (VUL,.,F) = KP (VULF,.,F + E) + KP (VULE,.,F) - KP (VULF,.,F) t t t t avec : KP t (VUL,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France ou à l étranger (VUL) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VULF,.,F+E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France et à l étranger (F+E) par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France (VULF) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VULE,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les véhicules utilitaires légers immatriculés à l étranger (VULE) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VULF,.,E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t à l étranger (E) par les véhicules utilitaires légers 52 Observatoire Economique et Statistique des Transports Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 271

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER immatriculés en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.). Dans un premier temps, nous calculons le nombre de kilomètres parcourus par l ensemble des véhicules utilitaires légers immatriculés en France et circulant sur le réseau français et étranger en le parc en circulation estimé à mi-année par le kilométrage moyen effectué par les véhicules utilitaires légers durant l année : KP (VULF,., F + E) = t PA (VULF,.) + PA (VULF,.) t+1 t KM (VULF,., F + E) 2 t avec : KP t (VULF,.,F+E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France et à l étranger (F+E) par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France (VULF) à moteur essence ou diesel (.); PA t (VULF,.) : Parc au 1 er janvier de l année t des véhicules utilitaires légers immatriculés en France (VULF) à moteur essence ou diesel (.) ; KM t (VULF,.,F+E) : Kilométrage effectué en moyenne au cours de l année t par chaque véhicule utilitaire léger immatriculé en France (VULF) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E). Le kilométrage total ainsi calculé comprend le nombre de kilomètres effectués par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France sur le réseau routier étranger. Enfin, notre objectif est d évaluer la part de la circulation totale des véhicules utilitaires légers effectuée à l étranger. Ne disposant d aucune information sur toute la période étudiée, de 1957 à 1994, nous faisons l hypothèse qu au cours d une année, le nombre de kilomètres effectués à l étranger par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France est approximativement identique au nombre de kilomètres effectués en France par les véhicules utilitaires légers immatriculés à l étranger. Soit : [ ] KP (VULE,,F) - KP (VULF,,F) t t.. 0 avec : KP t (VULE,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les véhicules utilitaires légers immatriculés à l étranger (VULE) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VULF,.,E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t à l étranger (E) par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France (VPF) à moteur essence ou diesel (.). En définitive, le nombre de kilomètres parcourus sur le réseau national par l ensemble des véhicules utilitaires légers à moteur essence ou diesel immatriculés en France ou à l étranger est obtenu de la manière suivante : 272

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER PA (VULF,.) - PA (VULF,.) t+1 t KP (VUL,.,F) = KM (VULF,.,F + E) t 2 t avec : KP t (VUL,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les véhicules utilitaires légers immatriculés en France ou à l étranger (VUL) à moteur essence ou diesel (.); PA t (VULF,.) : Parc au 1 er janvier de l année t des véhicules utilitaires légers immatriculés en France (VULF) à moteur essence ou diesel (.) ; KM t (VULF,.,F+E) : Kilométrage effectué en moyenne au cours de l année t par chaque véhicule utilitaire léger immatriculé en France (VULF) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E). La figure ci-dessous retrace l évolution du nombre de kilomètres effectués sur le réseau routier français en véhicules utilitaires légers à moteur essence ou à moteur diesel et immatriculés en France et à l étranger, et ce de 1956 à 1994. 70 Kilométrage total effectué en véhicules utilitaires légers 60 50 40 30 20 10 0 essence Figure A.12 diesel A partir de 1987, le nombre de kilomètres parcourus en véhicules utilitaires légers à moteur diesel dépasse le nombre de kilomètres parcourus en véhicules utilitaires légers à moteur essence, pour atteindre en 1994 un montant quatre fois supérieur à celui des véhicules utilitaires légers à moteur essence. CU(PA(VULF,e): Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers essence CU(PA(VULF,d): Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers diesel Période : 1956-1993 Unité : en litres aux cent kilomètres Source : 273

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Enquêtes O.E.S.T. 53 sur l utilisation des véhicules utilitaires légers menées en 1981, 1986 et 1992. Variables utilisées : CU(VP,e) et CU(VP,d) Problématique : Notre objectif était de reconstituer la consommation unitaire moyenne de l ensemble du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel selon une méthode précisément identique à celle employée pour estimer la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales. Cependant, l absence d informations et le manque de régularité des enquêtes concernant cette catégorie de véhicules ne nous ont pas permis d appliquer cette lourde méthodologie. En effet, de 1951 à 1975, après exploitation des archives du service de documentation du Comité des Constructeurs Français de l Automobile (C.C.F.A.), nous disposons de la consommation théorique estimée par le constructeur (tirée de La Revue Automobile Suisse ) de chaque marques et types des nouveaux modèles mis en circulation au cours de l année considérée des véhicules utilitaires légers. De même, de 1975 à 1994, la consommation conventionnelle de chaque marques et types évaluée en laboratoire spécialisé appelé l U.T.A.C. est disponible par l intermédiaire de l A.D.E.M.E. Cependant, l estimation de la consommation théorique et conventionnelle moyenne des véhicules utilitaires légers neufs nécessitant l acquisition des immatriculations des véhicules utilitaires légers neufs pour chaque marques et types fut une recherche difficile. De plus, l étape concernant la reconstitution de la consommation conventionnelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers a recours à la durée de vie longitudinale des véhicules utilitaires légers, ce qui est chose impossible en raison du manque de régularité des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers, 1981, 1986 et 1992. Finalement, l estimation de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers est difficile à obtenir en raison de l influence du poids en charge transporté et de l impact climatique dans les conditions réelles d utilisation. Par conséquent, nous avons eu recours à une méthodologie plus simple, basée sur l évolution de la consommation unitaire moyenne des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel. Reconstitution : Les enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers 54 de 1981, 1986 et 1992 sont des enquêtes réalisées par sondage sur un échantillon de 25 000 véhicules à partir des fichiers cartes grises. Ces enquêtes s appliquent aux camions et camionnettes immatriculées en France, de moins de trois tonnes de charge utile, de toutes carrosseries, mis en service pour la première fois de 1972 à 1991 (pour l enquête de 1992). De ces enquêtes sont exclus les véhicules moteurs non immatriculés dans les séries normales (véhicules militaires, des domaines, etc.), les remorques et les semi-remorques. Les variables observées sont l utilisation du véhicule, la charge utile ou le poids total en charge autorisé, l activité du propriétaire, la carrosserie, le carburant utilisé, l âge du véhicule et son kilométrage. A partir de ces variables observées ont été calculées d autres variables comme le parc en service, le parcours annuel moyen, ainsi que la consommation en carburant. A partir de ces informations nous avons pu en extraire la consommation unitaire moyenne du parc en 53 54 Observatoire Economique et Statistique des Transports Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). Cf. annexe sur les différentes enquêtes. 274

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER circulation des véhicules utilitaires légers et pour chaque type de carburant. Le tableau ci-dessous indique les données, concernant la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel, extraites des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers de 1981, 1986 et 1992. CONSOMMATION UNITAIRE MOYENNE DU PARC DES VEHICULES UTILITAIRES LEGERS l/100km à moteur 'essence' à moteur diesel 1981 10,00 12,40 1986 9,49 10,90 1992 9,38 9,80 Enquêtes O.E.S.T. sur l'utilisation des véhicules utilitaires légers Tableau A.5 Notre objectif est donc d estimer, à partir des trois points d enquêtes, les séries annuelles de 1956 à 1994 concernant la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel. En premier lieu, nous estimons la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel sur la période 1981-1992. Concernant les véhicules utilitaires légers à moteur essence, nous effectuons deux interpolations exponentielles, l une entre 1981 et 1986 et l autre entre 1986 et 1992 à partir des trois points de l enquête 1981, 1986 et 1992. Concernant les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, nous effectuons cette fois deux interpolations linéaires, l une entre 1981 et 1986 et l autre entre 1986 et 1992 toujours à partir des trois points de l enquête 1981, 1986 et 1992. En deuxième lieu, nous estimons la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel sur la sous-période 1956-1980. Nous calons l évolution entre 1956 et 1980 de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence sur le consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence, mais en prenant comme base 100 l année 1981. Nous appliquons la même méthode pour obtenir la série de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers diesel de 1956 à 1980, mais en les calant cette fois sur l évolution de la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur diesel. De cette façon, les séries finales des consommations unitaires moyennes du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel sur l ensemble de la période considérée, 1956-1994 sont composées : de 1956 à 1980 : de la série rétropolée et calée sur l évolution de la consommation unitaire moyenne du parc parc des voitures particulières et commerciales; de 1981 à 1986 : de la série rétropolée exponentiellement pour les véhicules utilitaires légers à moteur essence et linéairement pour les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, basée sur deux points (1981 et 1986) de l enquête ; 275

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER de 1986 à 1992 : de la série rétropolée exponentiellement pour les véhicules utilitaires légers à moteur à essence et linéairement pour les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, basée sur les deux autres points (1986 et 1992) de l enquête ; de 1992 à 1994 : de la série extrapolée exponentiellement pour les véhicules utilitaires légers à moteur à essence et linéairement pour les véhicules utilitaires légers à moteur diesel, basée sur la période 1986 à 1992. La figure ci-dessous retrace l évolution des consommations unitaires moyennes des parcs des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel reconstituées à partir des résultats issus des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers et ce de 1956 à 1994. 15 Consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers 14 13 12 11 10 9 8 essence Figure A.13 diesel Suite à la première crise pétrolière, la consommation unitaire des véhicules utilitaires légers diminue légèrement pour l ensemble du parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel et se stabilise pour l ensemble du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence. Ce n est qu à partir de 1981 que l effort constant de la part des constructeurs en terme de réduction de la consommation énergétique des véhicules se fait ressentir. On constate essentiellement une forte diminution de la consommation unitaire moyenne des véhicules utilitaires légers à moteur diesel jusqu'à atteindre pratiquement le montant de la consommation unitaire moyenne des véhicules utilitaires légers essence. 276

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Les poids lourds PA(PLF,e) : Parc au 1 er janvier des poids lourds à moteur essence immatriculés en France PA(PLF,d) : Parc au 1 er janvier des poids lourds à moteur diesel immatriculés en France Période : 1956-1996 Unité : milliers de véhicules Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.) Problématique : Ces deux variables représentent les parcs annuels au 1 er janvier des poids lourds à moteur essence et à moteur diesel. En d autres termes, ce sont le nombre de poids lourds à moteur essence et diesel immatriculés en France et en état de circuler. La catégorie des poids lourds représente l ensemble des véhicules utilitaires dont le poids total autorisé est supérieur à cinq tonnes. De plus, l ensemble des poids lourds spécifiés dans notre étude intègre les tracteurs routiers mais exclut les autocars et les autobus. Ces parcs ont été estimés par la méthode (entrée-sortie) du C.C.F.A.. Les poids lourds de même que les véhicules utilitaires légers appartiennent à la catégorie des véhicules utilitaires. De cette façon, les véhicules utilitaires sont partagés entre les véhicules utilitaires légers et lourds. Néanmoins, sur l ensemble de la période il existe une rupture dans la classification entre les véhicules utilitaires légers et les poids lourds pour l année 1981: Véhicules utilitaires légers Poids lourds de 1956 à 1980 VU < 6 tonnes de P.T.A. VU 6 tonnes de P.T.A. à partir de 1981 VU < 5 tonnes de P.T.A. VU 5 tonnes de P.T.A. Tableau A.6 où VU signifie les véhicules utilitaires et P.T.A. le poids total autorisé. Notre objectif est donc d homogénéiser toute la série de 1956 à 1996 sur la classification des catégories de véhicules utilitaires effectuée après l année 1981. Reconstitution : Afin d obtenir l évolution du parc des poids lourds pour chaque type de carburant, ainsi que l évolution du parc des véhicules utilitaires légers, il est important d uniformiser sur toute la période étudiée 1956-1996 la définition de chacune de ces catégories en termes de poids total autorisé (P.T.A.). La méthode d homogénéisation de la série du parc des poids lourds essence et diesel a été détaillée dans la reconstitution du parc des véhicules utilitaires légers (cf. PA(VULF,e) et PA(VULF,d)). Le parc final des véhicules utilitaires comprenant ainsi le parc des poids lourds et des véhicules utilitaires légers essence et celui des poids lourds et des véhicules utilitaires légers diesel a été corrigé de la rupture de 1981 et homogénéisé sur la répartition des véhicules utilitaires entre les véhicules utilitaires légers de poids total autorisé de moins de cinq tonnes et les poids lourds de poids total autorisé de plus de cinq tonnes. 277

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER La figure ci-dessous retrace l évolution des parcs des poids lourds à moteur essence et à moteur diesel. 600 Parc annuel au 1er janvier des poids lourds 500 400 300 200 100 0 essence Figure A.14 diesel On constate que le parc des poids lourds à moteur essence chute considérablement à partir de 1961 au profit des poids lourds à moteur diesel, pour être considéré comme quasiment inexistant à partir de 1971. En quarante années, le parc des poids lourds à moteur diesel a connu une très forte ascension et a quasiment quintuplé. En 1996, le parc des poids lourds à moteur diesel a atteint les 536 milliers de véhicules. Enfin, la consommation unitaire d un poids lourds dépend d un certain nombre de facteurs et en particulier de son poids en charge. En conséquence, afin d estimer la consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds, nous avons réparti le parc des poids lourds en trois sous-catégories ; les poids lourds de moins de douze tonnes de poids total autorisé, les poids lourds de plus de douze tonnes de poids total autorisé et les tracteurs routiers. Les figures ci-dessous retracent l évolution annuelle des parcs de chacune de ces sous-catégories de poids lourds et ce pour chaque type de carburant. 278

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 9 8 7 6 5 4 3 2 1 0 Parc au 1er janvier des poids lourds à moteur 'essence' de plus de 12 tonnes de P.T.A. tracteurs 200 180 160 140 120 100 80 60 40 20 0 Parc au 1er janvier des poids lourds à moteur 'essence' de moins de 12 tonnes de P.T.A. Figure A.15 Figure A.16 Le parc des poids lourds à moteur essence est essentiellement constitué de véhicules utilitaires de poids total autorisé compris entre cinq et douze tonnes. Ce choix s explique par le fait que le prix du carburant essence a toujours été supérieur au prix du carburant diesel et que la consommation en carburant d un véhicule s accroît avec le poids en charge transporté. 250 Parc au 1er janvier des poids lourds à moteur diesel 200 150 100 50 0 de plus de 12 tonnes de P.T.A. tracteurs de moins de 12 tonnes de P.T.A. Figure A.17 279

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER A partir de 1961, il existe un transfert entre la demande de poids lourds à moteur essence en poids lourds à moteur diesel essentiellement en ce qui concernent les poids lourds de moins de douze tonnes de poids total autorisé. De ce fait, à partir de 1961 et ce jusqu'à 1984, le parc des poids lourds à moteur diesel est principalement composé de poids lourds de moins de douze tonnes de poids total autorisé. Une substitution entre la demande de poids lourds de plus de douze tonnes de poids total autorisé et la demande de poids lourds de moins de douze tonnes de poids total autorisé est observée à partir de 1983. Cette modification dans la structure du parc des poids lourds peut être la conséquence d une amélioration technologique en termes de performance et de puissance. Alors qu en 1956, le parc des poids lourds était composé de 8% de tracteurs routiers, de 42% de poids lourds de plus de douze tonnes de poids total autorisé et 50% de poids lourds de moins de douze tonnes de poids total autorisé, en 1996, la répartition est de respectivement 35%, 40% et 24%. Les tracteurs routiers ont ainsi connu une forte croissance. KM(PLF,e+d,F+E) : Kilométrage annuel moyen des poids lourds à moteur essence et diesel immatriculés en France et circulant en France et à l étranger Période : 1956-1993 Unité : en kilomètres Variables utilisées : KP(PL,e+d,F) PA(PLF,e) et PA(PLF,e). Problématique : Le kilométrage annuel moyen des véhicules de plus de cinq tonnes de poids total autorisé hors autobus et autocars désigne le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année par un poids lourd. Il est reconstitué à partir du parc et du kilométrage total. La circulation et le parc des poids lourds sont estimés pour différentes sous catégories notamment les tracteurs routiers, les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé et les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé. Nous pouvons ainsi évaluer un kilométrage annuel moyen pour chacune de ces sous catégories. Reconstitution : Dans une première étape, nous déterminons le nombre de kilomètres effectués en moyenne par un poids lourd (hors autobus et autocars) immatriculé en France sur le réseau national. La reconstitution du kilométrage annuel moyen des poids lourds est basée sur le parc total et le parcours total de la manière suivante : KP t(plf, e + d, F) - KP t(ple, e + d, F) KM t (PLF,e+d,F+E)= PA (PLF, e) + PA (PLF, d) avec : KM t (PLF,e+d,F+E) : t Kilométrage moyen effectué en France et à l étranger (F+E) au cours de l année t par un poids lourd immatriculé en France (PLF) à moteur essence et diesel (e+d); t 280

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KP t (PLF,e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les poids lourds immatriculés en France (PLF) à moteur essence et diesel (e+d); KP t (PLE,e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les poids lourds immatriculés à l étranger (PLE) à moteur essence et diesel (e+d); PA t (PLF,. ) : Parc au 1 er janvier de l année t des poids lourds immatriculés en France (PLF) à moteur essence ou diesel (.). Le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année par un poids lourd est donc calculé à partir du kilométrage total effectué sur le réseau routier français par l ensemble des poids lourds immatriculés en France et à l étranger auquel on soustrait le nombre de kilomètres parcourus par les véhicules immatriculés à l étranger sur le territoire français, le tout étant divisé par le nombre total de poids lourds immatriculés en France et en état de circuler. La deuxième étape consiste à évaluer le nombre de kilomètres effectués en moyenne sur le réseau national par chacune des sous catégories de poids lourds immatriculés en France ; les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé, les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé et les tracteurs routiers. Le kilométrage annuel moyen de chaque sous catégories de poids lourds est reconstitué en divisant respectivement le parcours total par le parc annuel et ce sur l ensemble de la période considérée, 1956-1994. KP(PL,e+d,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en poids lourds à moteur essence et diesel immatriculés en France ou à l étranger Période : 1956-1994 Unité : millions de véhicules kilomètres Sources 55 : Enquêtes O.E.S.T. 56 sur l utilisation des véhicules utilitaires de Transports Routiers de Marchandises menées de 1966 à 1993 ; Recensements de circulation réalisés par le S.E.T.R.A. 57 ; Statistiques douanières françaises et étrangères. Estimation de la circulation des poids lourds étrangers en France : doublement du transit en France (M. Girault : O.E.S.T.). Variables utilisées : KP(BUS,e,F) et KP(BUS,d,F) Problématique : Le nombre de kilomètres parcourus par les poids lourds sur l ensemble du réseau routier français est connu avec une plus grande incertitude que pour les autres 55 56 57 Cf. annexes concernant les diverses enquêtes. Observatoire Economique et Statistique des Transports (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). Service d Etudes Techniques des Routes et des Autoroutes (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 281

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER catégories de véhicules routiers. En effet, il existe deux sources statistiques principales permettant de nous renseigner ; l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises effectuée par l Observatoire Economique et Statistique sur les Transports (O.E.S.T.) et les recensements de la circulation réalisés par le S.E.T.R.A.. L enquête T.R.M. est effectuée par sondage auprès des utilisateurs de véhicules de transport routier de marchandises (quelque soit l activité de l utilisateur (compte propre ou compte d autrui)) recensés dans le fichier de cartes grises : 105 000 questionnaires par an portant sur l utilisation d un véhicule durant une semaine est envoyé aux entreprises propriétaires. L enquête ne couvre que les camions, les remorques et les semi-remorques de trois tonnes et plus de charge utile et de moins de quinze ans d âge immatriculés en France. Les recensements de la circulation mesurent la proportion de poids lourds de plus de cinq tonnes de charge utile ou plus précisément de plus de dix tonnes de poids total autorisé en charge (P.T.A.C.) ou de poids total roulant autorisé (P.T.R.A.). Les difficultés rencontrées se situent à plusieurs niveaux : le champ de l enquête O.E.S.T. n est pas exhaustif et il existe de nombreuses ruptures sur toute la période étudiée avec notamment un changement de méthodologie en 1983, de plus la circulation des poids lourds étrangers sur le réseau français n est pas prise en compte dans l enquête. La partie de l estimation du kilométrage des poids lourds non prise en compte dans l enquête TRM est évaluée à partir d autres sources statistiques. Reconstitution : Pour procéder à l estimation de la circulation des poids lourds (hors autobus et autocars), nous avons effectué un calcul à partir des parcs et des kilométrages annuels moyens pour chaque catégorie de poids lourds ; d une part, les camions, les remorques et les semi-remorques de trois tonnes et plus de charge utile, d autre part les véhicules spéciaux, les véhicules des domaines, ainsi que les tracteurs, les engins agricoles et les véhicules militaires. De plus, nous complétons la circulation des poids lourds français par la circulation des poids lourds étrangers en France. Les résultats obtenus sont comparés puis corrigés le cas échéant par les comptages routiers, lesquels sont euxmêmes complétés par des recensements de circulation qui distinguent notamment les voitures, les camions légers et les poids lourds de plus de cinq tonnes de charge utile. L estimation à partir des parcs et des kilométrages annuels moyens est basée sur les enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises. Concernant les catégories de poids lourds non couverts par cette enquête, notamment les véhicules spéciaux, les véhicules des domaines, les camions, les remorques et les semi-remorques de plus de quinze ans d âges, des estimations complémentaires sont réalisées. La première étape consiste à homogénéiser les données issues de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises concernant la circulation des poids lourds de plus de trois tonnes de charge utile et ce sur la période allant de 1956 à 1993. L enquête lancée en 1952 a subi plusieurs modifications importantes au cours des trente dernières années dont trois ayant un impact sur l évolution de l ensemble du kilométrage effectué par les poids lourds ; de 1966 à 1974, l enquête couvre les camions, les remorques et les semiremorques de une tonne et plus de charge utile et de tout âge immatriculés en France ; de 1975 à 1992, l enquête couvre les camions, les remorques et les semiremorques de trois tonnes et plus de charge utile et de moins de quinze ans d âge immatriculés en France ; 282

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER à partir du 1 er janvier 1983, mise en œuvre d une nouvelle méthodologie ; redressement des non-réponses, enquête en continue, meilleur contrôle de la qualité des réponses grâce à une saisie contrôlée des questionnaires sur écran. En premier lieu, l incidence de la nouvelle méthodologie mise en application au 1 er janvier de l année 1983 a été estimée par les experts de l enquête. Ainsi, les données des années antérieures à 1983 ont été recalculées afin d obtenir des séries homogènes, et ce jusqu'à 1974. En second lieu, la rupture de 1974 en raison d un changement au niveau du champ de l enquête a été corrigée en calant l évolution entre 1966 et 1974 de la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de trois tonnes et plus de charge utile et de moins de quinze ans d âge immatriculés en France sur la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de une tonne et plus de charge utile et de tout âge immatriculés en France. En dernier lieu, la période 1956 à 1966 a été rétropolée exponentiellement en nous basant sur trois points (1956, 1957 et 1958) de l enquête TRM. De cette façon, la figure ci-dessous retrace l évolution de la circulation annuelle des camions, des remorques et des semi-remorques de trois tonnes et plus de charge utile et de moins de quinze ans d âge immatriculés en France, reconstituée à partir des résultats issus des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises et ce de 1956 à 1993. 16000 Kilométrage total effectué par les camions, les remorques et les semi-remorques de trois tonnes et plus de charge utile et de moins de quinze ans d'âge (enquête TRM) 14000 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 Ancienne méthode (avant 1983) Nouvelle méthode (1983) Reco nstitutio n Figure A.18 Concernant le transport routier de marchandises proprement dit, la circulation des poids lourds ne croît pratiquement plus depuis 1974, alors qu elle augmentait très vivement dans le passé de l ordre de 10,3% en moyenne par an contre 0,9% à partir de 1974. Depuis 1974, cette dernière présente une évolution ralentie avec une alternance de périodes de hausses et de baisses. D après l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises, l évolution de la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques en nombre de véhicules x kilomètres est plus lente que l évolution en nombre de tonnes x kilomètres. Le nombre de tonnes de charge utile moyenne des véhicules de transport routier de marchandises passe ainsi de 10,9 tonnes à 12,8 tonnes entre 1974 et 1987. La diminution de la circulation des transports routiers de marchandises à partir de 1974 se justifie donc en partie par l augmentation de la taille moyenne de ces véhicules. 283

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER La deuxième étape consiste à compléter la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de plus de trois tonnes de charge utile et de moins de quinze ans d âge issue de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises par la circulation des véhicules hors champ de l enquête, notamment les véhicules très spéciaux à usages divers (bennes à ordures, véhicules de pompiers, camions grue...), les véhicules des domaines et enfin les tracteurs et engins agricoles et les véhicules militaires. La circulation des véhicules très spéciaux à usages divers (bennes à ordures, véhicules de pompiers, camions grue...) et des véhicules des domaines est calculée uniquement pour l année 1985. Le parcours effectué par les véhicules très spéciaux est évalué à partir du parc et du kilométrage annuel moyen issus du fichier central automobile. Il existe notamment une rubrique bien spécifique concernant les bennes à ordure et les véhicules de pompiers, des fichiers entreprises concernant les camions grue et autres engins relatifs aux travaux publics et aux bâtiments et enfin la taxe à l essieu. Une partie du parc notamment les véhicules de plus de seize tonnes sont soumis à la taxe à l essieu, à l exception de quelques véhicules. En outre, la circulation des véhicules des domaines est estimée par le Comité des Constructeurs Français de l Automobile. Le tableau ci-dessous récapitule les estimations de ces catégories particulières de poids lourds pour l année 1985. ANNEE 1985 Véhicules très spéciaux Véhicules des domaines Parc milliers de véhicules 30 Kilométrage kilomètres 30000 moyen Parcours total millions de véhicules x kilomètres 900 100 Tableau A.7 Les résultats des véhicules très spéciaux à usages divers présentés ci-dessus pour l année 1985 sont rétropolés et extrapolés pour le parc en calant son évolution sur l évolution du parc des poids lourds à moteur essence et diesel et en prenant comme base 100 l année 1985 et linéairement pour le kilométrage moyen. En outre, l évolution de la circulation des véhicules des domaines est calée sur l évolution de la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de plus de trois tonnes de charges utile et de mois de quinze ans d âge issue de l enquête O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises en prenant toujours comme base 100 l année 1985. Concernant la circulation des tracteurs et engins agricoles, nous évaluons le montant des kilomètres parcourus au cours de l année 1984 d après une nomenclature très fine des recensements de la circulation issue du S.E.T.R.A.. A partir du parc en service estimé par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.), nous déterminons le nombre de kilomètres parcourus en moyenne au cours de l année 1984 par chaque tracteur agricole. La circulation des véhicules militaires est estimée par l O.E.S.T.. Le tableau ci-dessous récapitule les résultats pour l année 1984 des engins agricoles et des véhicules militaires. 284

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ANNEE 1984 Tracteurs agricoles Véhicules militaires Parc milliers de véhicules 131 Kilométrage kilomètres 5725 moyen Parcours total millions de véhicules x kilomètres 750 500 Tableau A.8 La circulation des tracteurs agricoles sur l ensemble de la période est évaluée à partir du parc et du kilométrage annuel moyen lequel est estimé par rétropolation et extrapolation linéaire. De manière identique, le parcours des véhicules militaires chiffré à 150 millions de véhicules x kilomètres pour l année 1956, est calculé sur l ensemble de la période par interpolation linéaire. La figure ci-dessous retrace l évolution de la circulation des véhicules très spéciaux à usages divers, des véhicules des domaines, des tracteurs agricoles et des véhicules militaires de 1956 à 1993. 1200 Kilométrage total effectué par différentes sous-catégories de poids lourds 1000 800 600 400 200 0 Véhicules spéciaux àusage divers Véhicules des domaines Engins agricoles Vé hic ule s m ilita ire s Figure A.19 La circulation de chaque sous catégorie de poids lourds a pratiquement été multipliée par six en trente sept années à l exception de la circulation des véhicules militaires. En outre, le nombre de kilomètres effectués par l ensemble de ces catégories de véhicules représente en moyenne sur toute la période considérée près de 17% de la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de plus de trois tonnes de charges utile et de mois de quinze ans d âge, soit respectivement en moyenne 6,5% pour les véhicules très spéciaux, 0,8% pour les véhicules des domaines, 5,6% pour les tracteurs agricoles et 4,1% pour les véhicules militaires. La troisième étape consiste à compléter la circulation des poids lourds français de plus de trois tonnes de charge utile par la circulation des poids lourds étrangers en France hors champ de l enquête O.E.S.T.. 285

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER La circulation des poids lourds étrangers en France est estimée par l O.E.S.T 58. sur la période 1983-1989. Une distinction s applique entre les poids lourds étrangers qui acheminent notre commerce extérieur et les poids lourds étrangers en transit sur le réseau routier français. Le nombre de poids lourds étrangers transportant nos importations et exportations en tonnage est estimé à partir des statistiques douanières françaises et des statistiques douanières des pays frontaliers. Les données collectées distinguent le pavillon français, du pavillon étranger et détaillent les échanges entre huit pays étrangers et vingt et une régions françaises. Ces informations permettent de convertir les échanges de notre commerce extérieur exprimés en tonnage, en nombre de tonnes x kilomètres à l aide du modèle D.N.T.R.I. (développé par l O.E.S.T. pour estimer les Dépenses Nationales de Transport Routier International) encore appelé distancier. Ainsi, la circulation des poids lourds acheminant notre commerce extérieur, exprimé en nombre de véhicules x kilomètres se déduit en considérant que le chargement d un poids lourd équivaut en moyenne à 13,5 tonnes. Le montant moyen d un chargement est calculé par rapport à l ensemble des parcours incluant les parcours à vide et équivaut à 13 tonnes pour les poids lourds français circulant à l étranger d après l enquête O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises. Le tableau cidessous indique la circulation sur le réseau routier français des poids lourds étrangers acheminant notre commerce extérieur français. CIRCULATION DES VEHICULES ETRANGERS EN FRANCE ACHEMINANT LE COMMERCE EXTERIEUR FRANÇAIS source O.E.S.T.-D.N.T.R.I. millions de tonnes x kilomètres millions de véhicules x kilomètres Evolution annuelle 1978 7 476 554-1984 11 309 838 9% 1985 12 154 900 7% 1986 13 231 980 9% 1987 14 416 1 068 9% 1988 16 200 1 200 12% 1989 17 609 1 304 9% Tableau A.9 Le nombre de poids lourds étrangers en transit sur le réseau routier français est estimé à partir des statistiques douanières et des statistiques de transport issues de la CEMT sur la période 1984-1987. Ces données exprimées en tonnage déterminent le flux des échanges entre les pays de la CEMT acheminés par transport routier international. Pour déterminer le parcours des poids lourds étrangers en transit en France, un certain nombre d hypothèses ont été formulées (O.E.S.T. 59 ). Pour notre étude, nous avons retenu la configuration suivante ; les échanges par route entre la péninsule ibérique et le reste de l Europe hors France, l intégralité du commerce Grande-Bretagne - Italie, les échanges Belgique - Italie, la moitié de ceux entre les Pays-Bas et l Italie et enfin une partie du commerce 58 59 M. M. Girault : Estimation de la circulation des poids lourds étrangers en France : doublement du transit en trois ans ; note de Synthèse de l O.E.S.T., 1987. Mlle. Y.Y. Choi : La circulation des poids lourds étrangers en France; rapport de l O.E.S.T., octobre 1990. 286

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Italie - Allemagne, Suisse - Grande-Bretagne et Suisse - Belgique sont supposés transiter par la France. La circulation en nombre de véhicules x kilomètres est estimée en supposant que leur chargement moyen, calculé sur l ensemble des parcours, y compris les parcours à vide correspond à 15 tonnes. Les estimations pour les années 1988 et 1989 sont faites par extrapolation des données 1984 à 1987 (cf. données en italiques dans le tableau ci-après). CIRCULATION DES POIDS LOURDS ETRANGERS EN TRANSIT EN FRANCE source O.E.S.T. millions de tonnes x kilomètres millions de véhicules x kilomètres Evolution annuelle 1984 9 362 624-1985 10 678 712 14% 1986 12 769 851 20% 1987 15 238 1 016 19% 1988 17 371 1 158 14% 1989 19 108 1 274 10% Tableau A.10 La circulation totale des poids lourds étrangers en France est estimée sur la période 1956-1983, par rétropolation exponentielle sur la base des données des années 1984 et 1985 en ce qui concerne le transit. L évolution de la circulation des poids étrangers acheminant les importations et exportations françaises sur la période 1956-1983 est calée sur l évolution des données statistiques douanières sur l ensemble du commerce extérieur français acheminé par la route. La figure cidessous retrace l évolution de la circulation des poids lourds étrangers sur le réseau routier français de 1956 à 1993. 2500 Circulation des poids lourds étrangers en France 2000 1500 1000 500 0 Acheminement du commerce extérieur français Transit Figure A.20 La circulation des poids lourds étrangers transitant en France connaît un important développement depuis 1984, correspondant à un accroissement annuel moyen de près de 14%. L acheminement du commerce extérieur français représente la grande majorité de l activité des poids étrangers en France, jusqu'à 1990 où on constate un inversement de situation. 287

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER La quatrième étape se décompose en deux parties. Dans un premier temps, il s agit de comparer les résultats de la circulation issus des comptages et des recensements avec ceux extraits de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises. Dans un deuxième temps, la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de plus de trois tonnes de charge utile et de moins de quinze ans d âge issue de l enquête O.E.S.T. doit être complétée par la circulation des véhicules hors champ de l enquête. Le S.E.T.R.A. effectue des recensements de la circulation pour l ensemble des véhicules routiers et distingue la circulation des voitures, des camions légers et des poids lourds. Les poids lourds correspondent aux véhicules de plus de cinq tonnes de charge utile ou plus précisément de plus de dix tonnes de poids total en charge autorisé comprenant les transports exceptionnels, les tracteurs agricoles et les autocars. Par conséquent afin de comparer les deux sources statistiques, nous avons, à partir de l enquête O.E.S.T. auprès des véhicules de transport routier de marchandises, distinguer les poids lourds selon deux classes de poids total autorisé : de cinq à dix tonnes et de plus de dix tonnes. Le tableau ci-après répertorie la circulation des poids lourds répartie en deux classes de poids total autorisé. CIRCULATION DES POIDS LOURDS DE PLUS DE 3 TONNES DE CHARGE UTILE (ENQ. TRM) millions de véhicules x kilomètres de 5 à 10 tonnes de charge utile plus de 10 tonnes de charge utile 1984 1075 11020 1985 1059 10946 1986 1090 11492 1987 1097 12084 1988 1112 13314 1989 1168 14024 1990 1152 14085 Tableau A.11 Les comptages routiers complètent les recensements. Ils portent d une part sur la circulation en rase campagne sur le réseau routier national et d autre part, sur la circulation dans les agglomérations de plus de 20 000 habitants, comprenant la région parisienne. Des enquêtes de circulation sur la voirie locale et dans les agglomérations de plus de 5 à 20 000 habitants, ont permis de compléter l estimation d ensemble. Entre les deux sources statistiques, nous observons des divergences concernant la circulation des poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé. L écart observé provient en partie des véhicules hors champ de l enquête O.E.S.T., notamment les poids lourds de plus de quinze ans d âge, les autocars et autobus, et les poids lourds étrangers circulant en France. Si nous complétons les données issues de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises avec la circulation des véhicules non sondés par l enquête, une différence subsiste. En effet, les comptages et recensements surestiment la circulation, tant celle des voitures que celle des véhicules lourds. De plus, d après l O.E.S.T. les résultats extraits de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises sont également inférieurs à ceux issus d autres sources (statistiques du parc à l essieu et les statistiques douanières). Une comparaison des données issues des deux sources statistiques est réalisée pour l année 1985 avec une distinction entre les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé et les poids lourds de plus de dix tonnes (cf. tableau ci-après). 288

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER CIRCULATION DES POIDS LOURDS DE PLUS DE 5 TONNES DE POIDS TOTAL AUTORISE EN 1985 milliards de véhicules-kilomètres Diverses Comptages Ecart Camions, remorques & semi-remorques > 5t. - - Autocars et autobus - - Véhicules spéciaux et de domaines - - Engins agricoles et véhicules militaires - - Poids lourds et autocars étrangers - - Poids lourds de plus de 15 ans d'âge - - Poids lourds de plus de 5 tonnes de P.T.A. - - Poids lourds de 5 à 10 tonnes de P.T.A. - - Poids lourds de plus de 10 tonnes de P.T.A. 25,60 40% Tableau A.12 La circulation des poids lourds de plus de dix tonnes de poids total en charge autorisé diverge entre les deux approches, puisque l écart entre les deux estimations est de l ordre de 40% pour l année 1985 avec 25,6 comparé à 18,32 milliards de véhicules x kilomètres. Afin de corriger la sous-estimation de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises, nous majorons exclusivement la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de plus de dix tonnes de poids total en charge autorisé et de moins de quinze ans d âge immatriculés en France de 20%, correspondant à un montant de 13,14 milliards de véhicules x kilomètres pour l année 1985, ce qui représente une circulation de plus de 20,51 milliards de véhicules x kilomètres pour l ensemble des poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé y compris les autocars et autobus, les véhicules spéciaux, les véhicules des domaines, les engins agricoles, les véhicules militaires, les poids lourds de plus de quinze ans d âge et enfin les poids lourds étrangers. Nous avons effectué une seconde comparaison avec les résultats du recensement de 1990. Toutefois, le rapprochement entre les deux champ de l enquête s est avéré plus problématique en raison de la nouvelle définition retenue pour définir les poids lourds - véhicules ayant des roues jumelées à l arrière pour les camions à deux essieux - pour les recensements de 1990 dont la correspondance en termes de poids total en charge autorisé se révèle floue : approximativement 3,5 tonnes de poids total en charge autorisé selon le SETRA, alors que le recensement de 1985 retenait un critère correspondant à 10 tonnes de poids total en charge autorisé ou de poids total roulant autorisé. Il a donc été indispensable d harmoniser les deux définitions en déduisant du recensement de 1990, la circulation des véhicules de 3,6 à 10 tonnes de poids total autorisé obtenue par la circulation des véhicules utilitaires légers extraite de l enquête O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires légers dont le poids total autorisé est compris entre 3,6 et 5 tonnes compléter par la circulation des poids lourds français de 5 à 10 tonnes de poids total autorisé issue de l enquête O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises et enfin par la circulation des poids lourds étrangers de 3,6 à 10 tonnes de poids total autorisé. Ce retour à l ancienne définition permet de vérifier et de comparer les résultats sur la circulation des poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé, extraits des recensements de 1985 et de 1990 avec les 289

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER données issues de l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises. Après identification des écarts par rapport à l enquête sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises, pour les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé, nous avons maintenu la même correction qu en 1985, soit une majoration de 20%. (cf. tableau ci-après). CIRCULATION DES POIDS LOURDS DE PLUS DE 5 TONNES DE POIDS TOTAL AUTORISE EN 1990 milliards de véhicules-kilomètres Diverses enquêtes Comptages Ecart Camions, remorques & semi-remorques > 5 t. de P.T.A. 15,24 - - Autocars et autobus 2,12 - - Véhicules spéciaux et de domaines 1,23 - - Engins agricoles et véhicules militaires 1,35 - - Poids lourds et autocars étrangers 3,60 - - Poids lourds de plus de 15 ans d'âge 1,27 - - Poids lourds > 5 tonnes de P.T.A. 24,80 - - Poids lourds de 5 à 10 tonnes de P.T.A. 1,15 - - Poids lourds > 10 tonnes de P.T.A. 23,65 29,46 24,6% Véhicules utilitaires légers > 3,5 tonnes de P.T.A. 1,12 - - Poids lourds étrangers de 3,6 à 10 tonnes de P.T.A. 0,17 - - Poids lourds > 3,5 tonnes de P.T.A. 26,09 31,90 22,3% Tableau A.13 Ainsi, après majoration de 20%, la circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de plus de dix tonnes de poids total en charge autorisé et de moins de quinze ans d âge immatriculés en France est estimée à 16,9 milliards de véhicules x kilomètres pour l année 1990, soit une circulation totale des poids lourds de plus de dix tonnes de poids total en charge autorisé de l ordre de 26,46 milliards de véhicules x kilomètres. 16000 Kilométrage total des poids lourds en France 14000 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 Camio ns de + de 5 t. de P TA P oids lourds étrangers Véhicules spéciaux et des domaines Vé hic ule s a gric o le s e t m ilita ire s Figure A.21 L enquête O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules de transport routier de marchandises met en évidence la vive reprise de la circulation TRM depuis 1985-86. La circulation des camions, des remorques et des semi-remorques de trois tonnes et plus de charge utile et de moins de quinze ans d âge immatriculés en 290

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER France atteint 12 milliards de véhicules x kilomètres en 1985 et 15,2 milliards en 1993, soit une augmentation de 25% en 8 ans. En prenant en compte, les véhicules très spéciaux à usages divers (bennes à ordures, véhicules de pompiers, camions grue...) les véhicules des domaines et les hors champs de l enquête O.E.S.T., la circulation des poids lourds français de plus de dix tonnes ressort à 23 milliards de véhicules x kilomètres en 1993, en augmentation de 37% depuis 1985, du fait de la forte croissance de la circulation des poids lourds étrangers en France. Précisément, c est le transit des poids lourds étrangers en France qui contribue principalement à la vive croissance de la circulation totale des poids à partir de 1984 ; au rythme de 11% en moyenne par an. La circulation des poids lourds étrangers augmente plus rapidement que la circulation des poids lourds en France, avec une circulation des poids lourds français qui n augmente que de 2,5% en moyenne par an sur la période 1984-1993. 25000 Kilométrage total des poids lourds sur le réseau routier français 20000 15000 10000 5000 0 Figure A.22 Les vingt dernières années ont été marquées par les deux chocs pétroliers et par une relative stagnation de la production industrielle et des trafics intérieurs, et inversement le contre choc pétrolier de 1986 a provoqué une vive reprise de la croissance économique et des trafics routiers de marchandises. Ainsi, avant le premier choc pétrolier, la circulation des poids lourds en France a plus que quadruplée alors que les conséquences des crises pétrolières se sont reflétées sur la circulation des poids lourds. KP(PL,e,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en poids lourds à moteur essence immatriculés en France ou à l étranger KP(PL,d,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en poids lourds à moteur diesel immatriculés en France ou à l étranger Problématique : Période : 1956-1994 Unité : millions de véhicules kilomètres Variables utilisées : KM(PLF,e+d,F+E) ; PA(PLF,e) et PA(PLF,d). 291

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER En raison de l importante consommation en carburant d un poids lourd, de la supériorité du prix du carburant essence par rapport au carburant diesel et de l effort croissant des constructeurs automobile à augmenter les performances des véhicules à moteur diesel, les entreprises de transport concentrent progressivement leur choix sur les poids lourds à moteur diesel. Les poids lourds à moteur essence ont ainsi quasiment disparu depuis 1970. Les diverses enquêtes débutent en majorité à partir de 1980 et les poids lourds à moteur essence n y figurent pas. L estimation de la circulation des poids lourds (cf. KP(PLF,e+d,F)) ne distingue pas le kilométrage total effectué par les poids lourds à moteur diesel de celui effectué par les poids lourds à moteur essence. Toutefois, avant 1970, une répartition de la circulation des poids lourds par type de carburant est requise. Reconstitution : Dans un premier temps, nous reconstituons le nombre de kilomètres parcourus au cours de l année sur le réseau routier français par les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé, les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé et les tracteurs routiers et ce pour chaque type de carburant essence et diesel. Pour ce faire, nous multiplions le parc au 1 er janvier de chacune des sous catégories de poids lourds répartie par type de carburant par le kilométrage annuel moyen respectif. De plus, nous supposons que le kilométrage annuel moyen de chacune des sous catégorie de poids lourds est identique quelque soit le carburant utilisé. Dans un deuxième temps, la circulation de chaque sous catégories de poids lourds immatriculés en France à moteur essence d une part et à moteur diesel d autre part sur le territoire français est complétée par la circulation sur le réseau routier français des poids lourds immatriculés à l étranger. Nous supposons que les poids lourds étrangers circulant en France consomment essentiellement du carburant diesel. Formellement, nous avons : KP t(pl(. ), e, F) = PA t(plf(. ), e) KM t(plf(. ), e + d, F) KP (PL(. ), d, F) = PA (PLF(. ), d) KM (PLF(. ), e + d, F) + KP ( PLE(. ), d, F) t t t t avec : KP t (PL(.),.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par chaque sous catégories de poids lourds (PL(.)) immatriculés en France et à l étranger (PL) à moteur essence ou diesel (.); PA t (PLF(.),. ) : Parc au 1 er janvier de l année t de chaque sous catégories de poids lourds (PL(.)) immatriculés en France (PLF(.)) à moteur essence ou diesel (.). KM t (PLF(.),e+d,F) : Kilométrage moyen effectué en France (F) au cours de l année t par chaque sous catégories de poids lourds (PL(.)) immatriculés en France (PLF(.)) à moteur essence et diesel (e+d); KP t (PLE(.),e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par chaque sous catégories de poids lourds immatriculés à l étranger (PLE(.)) à moteur essence et diesel (e+d); IL faut préciser que la catégorie de poids lourds immatriculés à l étranger et circulant en France concerne exclusivement les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé. Nous évaluons ainsi la circulation annuelle sur le réseau routier français des 292

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé, des poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé et des tracteurs routiers et ce pour chaque type de carburant essence et diesel. La circulation des poids lourds à moteur essence était essentiellement effectuée par la catégorie de poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total en charge autorisé, alors dans le cas des poids lourds à moteur diesel ce sont les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé qui réalisent la majorité de la circulation. Cette observation s explique aisément par l accroissement de la consommation en carburant d un poids lourds en fonction du poids total transporté. 30000 Kilométrage effectué en France par les poids lourds français et étrangers 25000 20000 15000 10000 5000 0 essence Figure A.23 diesel La part de la circulation effectuée par des poids lourds à moteur essence est faible. En effet, en 1956, elle représente le quart de la circulation des poids lourds à moteur diesel. 293

CU(PA(PLF,e): Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des poids lourds essence CU(PA(PLF,d): Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des poids lourds diesel Période : 1956-1995 Unité : en litres aux cent kilomètres Sources : Enquêtes O.E.S.T. 60 sur l utilisation des véhicules utilitaires de Transports Routiers de Marchandises menées de 1988, 1991 et 1994 ; Enquêtes D.T.T. 61 sur l utilisation des poids lourds de plus de 38 tonnes de poids total roulant autorisé. Consultation à la Fondation Marius Berliet de la revue «Le poids lourd» disponible de 1955 à 1970. M. Roumegoux : «Le poids lourd, conception et fonctionnement», note d information n 18, IRT, septembre 1980. Rapport du Commissariat Général au Plan : «Les facteurs de la consommation d énergie dans les transports routiers», mai 1991 Document de Renault Véhicules Industriels (R.V.I.) (service E.B.H.) : «L évolution de la consommation d un véhicule maxi-code entre 1970 et 1990». Problématique : L évolution de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires de plus de cinq tonnes de poids total autorisé hors autobus et autocars a été peu étudiée jusqu'à présent. Aussi, en raison de l absence des sources statistiques avant 1970 et de l insuffisance des données issues des enquêtes, nous avons tenté de dégager les tendances sur une longue période (1956-1995) de l évolution de la consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds en collaboration avec M. Beauvais, consultant expert dans le domaine des transports. Les sources d informations utilisées proviennent des résultats de diverses enquêtes, de documents techniques d archives et d un entretien avec un expert. Rappelons qu il s agit de la consommation unitaire et non conventionnelle moyenne de parc de tous les véhicules utilitaires de plus de cinq tonnes de poids total autorisé. Reconstitution : La première phase consiste à reconstituer la consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie de poids lourds : les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé, les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé et les tracteurs routiers, et ce de 1956 à 1995. A la fondation Marius Berliet, une revue intitulée Le poids lourd renferme de nombreuses informations résultants de divers tests et essais réalisés en situation réelle sur les véhicules utilitaires pour le compte des constructeurs et ce de 1955 à 1970. Aussi, plus d une centaines de fiches ont été établies concernant les véhicules 60 61 Observatoire Economique et Statistique des Transports (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). Direction des Transports Terrestres (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme).

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER utilitaires transportant des marchandises en précisant la date de mise en service, le constructeur, le modèle, la charge utile, le poids total roulant autorisé, la longueur, le carburant utilisé, la consommation moyenne, la motorisation, la cylindrée, le couple maximum, la vitesse maximale et la puissance administrative. De plus, un certain nombre d autres documents ont été étudiés, notamment l ouvrage intitulé Le poids lourd, conception et fonctionnement (note d information n 18, IRT, septembre 1980) en ce qui concerne l évolution des consommations spécifiques minimales (en g/kwh), le rapport du Commissariat Général au Plan portant sur Les facteurs de la consommation d énergie dans les transports routiers (mai 1991), ainsi qu un document de Renault Véhicules Industriels (R.V.I.) du service E.B.H. sur L évolution de la consommation d un véhicule maxi-code entre 1970 et 1990. Ces différents ouvrages, complétés par un entretien avec un expert M. Roumegoux chercheur à l Institut National de Recherche sur les Transports et leur Sécurité, ont permis d identifier les différentes innovations technologiques susceptibles d influencer la consommation unitaire moyenne des poids lourds. Toutes ces informations ont permis de compléter les données extraites des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des véhicules utilitaires de Transports Routiers de Marchandises où la consommation unitaire moyenne est précisée uniquement pour les années 1988, 1991 et 1994 et les enquêtes menées par la Direction des Transports Terrestres sur l utilisation des poids lourds maxi-codes de plus de 38 tonnes de poids total roulant autorisé. La figure ci-dessous retrace l évolution de la consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie de poids lourds, soient les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé, les poids lourds de plus de dix tonnes de poids total autorisé et les tracteurs, et ce de 1956 à 1995. 50 Consommation unitaire moyenne des sous catégories de poids lourds 45 40 35 30 25 20 de 5 à 10 tonnes de P TA plus de 10 tonnes de P TA tracteurs Figure A.24 La consommation unitaire moyenne du parc des tracteurs routiers augmente sur la période 1956-1972 où l amélioration technologique en termes de rendements ne compense pas la hausse des puissances. A l inverse, les tracteurs en circulation entre 1973 et 1985 ont bénéficié d une série d innovations technologiques en termes de suralimentation, d air refroidi et d injection directe qui ont permis de réduire les consommations unitaires moyennes. Pour les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé et ceux de plus de dix tonnes de poids total autorisé, l évolution de 295

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER la consommation unitaire moyenne est quasiment identique, bien que moins prononcée et décalée dans le temps. En effet, les innovations technologiques ne s appliquent que progressivement aux gammes inférieures. De plus, le passage de la consommation unitaire moyenne des immatriculations neuves à la consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds amortit et retarde les fluctuations. La deuxième phase réside dans l évaluation de la consommation unitaire moyenne du parc de l ensemble des poids lourds de plus de cinq tonnes de poids total autorisé en pondérant la consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie de poids lourds par leur circulation respective. Formellement, nous avons : KP t(pl(.),e+d,f) CU t(pa(plf(.),e+d) CU t (PA(PLF, e + d) = KP t (PL(.),e+d,F) avec : KP t (PL(.),e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par chaque sous catégories de poids lourds (PL(.)) immatriculés en France et à l étranger (PL) à moteur essence et diesel (e+d); CU t (PA(PLF(.),e+d) : La consommation unitaire de l année t moyenne du parc de chaque sous catégorie de poids lourds (PL(.)) immatriculés en France (PLF) à moteur essence et diesel (e+d). CU t (PA(PLF,e+d) : La consommation unitaire (de l année t) moyenne du parc de l ensemble des poids lourds immatriculés en France (BUSF) à moteur essence et diesel (e+d). L évolution annuelle de la consommation unitaire moyenne du parc de l ensemble des poids lourds sur la période 1956-1995 est représentée dans la figure ci-dessous. 35 Consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds de plus de 5 tonnes de PTA 34 33 32 31 30 29 28 27 26 25 Figure A.25 La consommation unitaire moyenne actuelle est plus faible que dans le passé, de l ordre de 29 litres aux cent kilomètres actuellement contre 32 litres aux cent kilomètres il y a près de quarante années. Cette évolution s explique d une part par un effet de structure des parcours et d autre part par des effets technologiques. La baisse 296

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER temporaire de la consommation est due à l augmentation des parcours réalisés par les poids lourds de cinq à dix tonnes de poids total autorisé suivie par l effet des innovations technologiques, deux phénomènes qui ont masqué, pour un temps, les effets de la course à la puissance. 297

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Les autocars et les autobus PA(BUSF,e) : Parc au 1 er janvier des autocars et autobus à moteur essence immatriculés en France PA(BUSF,d) : Parc au 1 er janvier des autocars et autobus à moteur diesel immatriculés en France Période : 1956-1996 Unité : milliers de véhicules Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.) Définition : PA(BUSF,e) et PA(BUSF,d) représentent respectivement le parc annuel au 1 er janvier des autocars et autobus à moteur essence et diesel immatriculés en France. Le parc des autocars et autobus essence et diesel correspond au nombre d autocars et d autobus à moteur essence et à moteur diesel immatriculés en France et en état de circuler. Les autocars et autobus appartenir à la catégorie de poids lourds, à savoir les véhicules de plus de cinq tonnes de poids total autorisé ou de poids total roulant. Reconstitution : Le parc a été estimé par la méthode «entrée-sortie» par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). 80 Parc au 1 er janvier des autocars et autobus (C.C.F.A.) 70 60 50 40 30 20 10 0 essence Figure A.26 diesel Le parc des autocars et autobus à moteur essence représentait en 1956 plus de la moitié du parc des autocars et autobus à moteur diesel pour devenir quasiment inexistant à partir de 1970. En trente sept années, le parc des autocars et autobus à moteur diesel a quadruplé pour atteindre 79 milliers de véhicules en 1996. 298

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KM(BUSF,e+d,F+E) : Kilométrage annuel moyen des autocars et autobus à moteur essence et diesel immatriculés en France et circulant en France et à l étranger Période : 1956-1993 Unité : en kilomètres Variables utilisées : KP(BUS,e+d,F) PA(BUSF,e) et PA(BUSF,e). Problématique : Le kilométrage annuel moyen des autocars et des autobus désigne le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année par un autobus ou un autocar à moteur essence et diesel confondu. L absence de sources statistiques ne nous permettant pas de l estimer sur l ensemble de la période, nous l avons ainsi reconstitué à partir du parc et du kilométrage total. Reconstitution : Le kilométrage annuel moyen des autocars et des autobus est évalué de la manière suivante : KP t(busf,e+d,f)-kp t(buse,e+d,f) KM t (BUSF, e + d, F + E) = PA t(busf, e) + PA t(busf, d) avec : KM t (BUSF,e+d,F+E): Kilométrage moyen effectué en France et à l étranger (F+E) au cours de l année t par un autobus ou un autocars immatriculé en France (BUSF) à moteur essence et diesel (e+d); KP t (BUSF,e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les autobus et les autocars immatriculés en France (BUSF) à moteur essence et diesel (e+d); KP t (BUSE,e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les autobus et les autocars immatriculés à l étranger (BUSE) à moteur essence et diesel (e+d); PA t (BUSF,. ) : Parc au 1 er janvier de l année t des autobus et des autocars immatriculés en France (BUSF) à moteur essence ou diesel (.). Après déduction du nombre de kilomètres parcourus par les véhicules immatriculés à l étranger sur le territoire français, le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année par un autobus ou un autocar est estimé en divisant le kilométrage total effectué sur le réseau routier français par l ensemble des autocars et des autobus immatriculés en France et à l étranger par le nombre total d autocars et d autobus immatriculés en France et en état de circuler. L évolution annuelle du kilométrage moyen d un autocars ou d un autobus est représentée dans la figure cidessous. 299

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 45000 Kilomètrage annuel moyen d'un autocars ou d'un autobus 43000 41000 39000 37000 35000 33000 31000 29000 27000 25000 Figure A.27 Le nombre de kilomètres effectués en moyenne au cours de l année par un autobus ou un autocar diminue considérablement depuis 1978 en raison de la faible croissance de la circulation des autobus et des autocars combinée à la forte augmentation du parc annuel. Un autocar ou un autobus effectue en moyenne au cours de l année 1993 près de 30 000 kilomètres. KP(BUS,e+d,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en autocars et autobus à moteur essence et diesel immatriculés en France ou à l étranger Période : 1956-1993 Unité : millions de véhicules kilomètres Sources : Enquête O.E.S.T. 62 sur l utilisation des transports routiers de voyageurs de 1980 à 1993 ; Statistiques issues de la R.A.T.P. de 1968 à 1993. Recensements de circulation réalisés par le S.E.T.R.A. 63. Variables utilisées : PA(BUSF,e) et PA(BUSF,d). Problématique : La circulation des autocars et autobus est estimée à partir de trois sources statistiques principales; l enquête sur l utilisation des transport routiers de voyageurs effectuée par l Observatoire Economique et Statistiques sur les Transports (O.E.S.T.) sur la période 1980-1993, les statistiques sur l utilisation des transports urbains de Paris réalisées par la R.A.T.P. depuis 1961, ainsi que les recensements de la circulation de 1990 élaborés par le S.E.T.R.A.. L enquête O.E.S.T. sur l utilisation des transport routiers de 62 63 Observatoire Economique et Statistiques des Transports (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). Service d Etudes Techniques des Routes et Autoroutes (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 300

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER voyageurs étudie exclusivement les autocars et les autobus de province. Néanmoins, elle permet de distinguer les autocars des autobus et de surcroît permet de différencier, pour chaque sous catégorie, le parcours réalisé en milieu urbain et non urbain. Les statistiques effectuées par la R.A.T.P. depuis 1961 nous renseignent sur le nombre d autobus immatriculés et en services chaque année et sur le kilométrage annuel moyen. Les recensements de la circulation de 1990 permettent, avec un certain degré d incertitude, de mesurer la circulation des autocars étrangers en France. La difficulté de la reconstitution du nombre de kilomètres parcourus par les autocars et les autobus sur l ensemble du réseau routier français réside dans l exploitation des données issues des diverses enquêtes. Reconstitution : La circulation totale des autocars et des autobus immatriculés en France et à l étranger sur le réseau routier français est estimée à partir des parcs et des kilométrages annuels moyens pour d une part, les autobus de province et de Paris et d autre part, pour les autocars. De plus, nous complétons la circulation des autocars et des autobus français par la circulation des autocars étrangers en France. La circulation des autobus de province et des autocars sur la période 1980-1993 est extraite de l enquête O.E.S.T. sur l utilisation des transports routiers de voyageurs (T.R.V.) où une répartition entre la circulation en zone urbaine et en zone non urbaine est spécifiée. La circulation des autobus de province est complétée par la circulation des autobus de Paris issues des statistiques de la R.A.T.P. qui sont disponibles depuis 1961. Le nombre de kilomètres parcourus par les autocars et les autobus inclut les kilomètres parcourus en charge et à vide. Le tableau ci-dessous récapitule les données extraites des différentes enquêtes sur la période 1980-1993. CIRCULATION DES AUTOCARS ET DES AUTOBUS FRANÇAIS (millions de véhicules x kilomètres) Bus urbains de province (TRV) Autocars (TRV) Bus urbains parisiens (RATP) urbain non urbain urbain non urbain urbain 1980 210 118 153 1332 142 1981 194 133 121 1352 139 1982 212 146 133 1388 144 1983 233 144 134 1319 152 1984 225 141 136 1399 151 1985 234 150 135 1315 150 1986 236 161 127 1375 151 1987 237 165 130 1434 150 1988 254 153 120 1401 148 1989 248 163 118 1342 150 1990 260 185 112 1409 149 1991 278 182 110 1528 150 1992 317 187 126 1490 151 1993 344 169 153 1467 149 Tableau A.14 L évolution de la circulation des autocars et des autobus de province de 1956 à 1980 est calée sur l évolution du parc des autocars et autobus. De plus, elle est complétée par la circulation de autocars immatriculés à l étranger sur le réseau routier français. La figure ci-après retrace l évolution annuelle du nombre de kilomètres parcourus dans l année par les autocars français et étrangers et par les autobus de province et les autobus parisiens sur la période 1956-1993. 301

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 1800 Kilométrage total effectué par les autocars et les autobus 1600 1400 1200 1000 800 600 400 200 0 autocars français autocars étrangers autobus de province autobus parisiens Figure A.28 La circulation des autocars étrangers en France représente en 1990 plus de 40% de la circulation des autocars français. Le parcours annuel effectué sur le territoire français par l ensemble des autocars et autobus immatriculés en France et à l étranger a doublé en trente sept années et représente 3022 millions de véhicules x kilomètres. KP(BUS,e,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en autocars et autobus à moteur essence immatriculés en France ou à l étranger KP(BUS,e,F) : Kilométrage annuel total effectué sur le réseau national en autocars et autobus à moteur diesel immatriculés en France ou à l étranger Période : 1956-1993 Unité : millions de véhicules kilomètres Variables utilisées : PA(BUSF,e) et PA(BUSF,d) ; KM(BUSF,e+d,F+E) ; KP(BUS,e+d,F). Problématique : Les diverses enquêtes exploitées débutent en majorité à partir de 1980 et de ce fait n étudient pas les autocars et les autobus à moteur essence, lesquels ont pratiquement disparu depuis 1970. Toutefois, avant 1982 et essentiellement avant 1970, il est nécessaire de répartir la circulation des autocars et des autobus par type de carburant. Reconstitution : A partir du parc au 1 er janvier des autobus et des autocars réparti par type de carburant et en supposant que le kilométrage annuel moyen est identique quelque soit le carburant utilisé, nous reconstituons le nombre de kilomètres parcours au cours de l année sur le réseau routier français par les autocars et les autobus à moteur essence 302

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER et diesel. En outre, la circulation des autocars et des autobus immatriculés en France à moteur essence d une part et à moteur diesel d autre part sur le territoire français est complétée par la circulation des autocars immatriculés à l étranger sur le réseau routier français. Nous supposons que les autocars étrangers circulant en France sont essentiellement à moteur diesel. Formellement, nous avons : KP t(bus, e, F) = PA t(busf, e) KM t(busf, e + d, F) KP (BUS, d, F) = PA (BUSF, d) KM (BUSF, e + d, F) + KP ( BUSE, d, F) t t t t avec : KP t (BUS,.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les autobus et les autocars immatriculés en France et à l étranger (BUS) à moteur essence ou diesel (.); PA t (BUSF,. ) : Parc au 1 er janvier de l année t des autobus et des autocars immatriculés en France (BUSF) à moteur essence ou diesel (.). KM t (BUSF,e+d,F) : Kilométrage moyen effectué en France (F) au cours de l année t par un autobus ou un autocars immatriculé en France (BUSF) à moteur essence et diesel (e+d); KP t (BUSE,e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les autobus et les autocars immatriculés à l étranger (BUSE) à moteur essence et diesel (e+d); 3500 Kilométrage total effectué par les autocars et les autobus sur le réseau routier français 3000 2500 2000 1500 1000 500 0 essence Figure A.29 diesel En 1956, la circulation des autocars et autobus à moteur essence représente plus de la moitié de la circulation des autocars et autobus à moteur diesel. Alors que la croissance du kilométrage total effectué par les autocars et autobus à moteur diesel est de +4,3% en moyenne par an avant le premier choc pétrolier, elle se ralentit pour atteindre +2,9% sur la période 1974-1993. 303

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER CU(PA(BUSF,e): Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des autocars et autobus essence CU(PA(BUSF,d): Consommation unitaire annuelle moyenne du parc des autocars et autobus diesel Période : 1956-1995 Unité : en litres aux cent kilomètres Sources : Enquête O.E.S.T. 64 sur l utilisation des transports routiers de voyageurs (TRV) menées en 1974 et depuis 1978 ; Statistiques issues de la R.A.T.P. de 1968 à 1993 ; Consultation à la Fondation Marius Berliet de la revue «Le poids lourd» disponible de 1955 à 1970 ; Annuaires de l Union des Transports Publics (UTP) ; Annuaires du Centre d Etudes sur les Réseaux, les Transports, l Urbanisme et les constructions publiques (CERTU) Problématique : L évolution de la consommation unitaire moyenne du parc des autocars et autobus a été analysée en collaboration avec M. Beauvais, consultant expert dans le domaine des transports (Beauvais, 1986, 1995,1996). Les sources d informations utilisées proviennent des résultats de diverses enquêtes et de documents techniques d archives. Rappelons qu il s agit de la consommation unitaire et non conventionnelle moyenne de parc des autocars et des autobus. Reconstitution : La première phase consiste à reconstituer, de 1956 à 1995, la consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie d autocars et d autobus, soient les autobus de province, les autobus parisiens et les autocars. A la fondation Marius Berliet, une revue intitulée Le poids lourd renferme sur la période 1955-1970, de nombreuses informations issues de divers tests et essais réalisés en situation réelle sur les véhicules utilitaires pour le compte des constructeurs. Aussi, plus d une trentaine de fiches ont été établies concernant les véhicules transportant des voyageurs en précisant la date de mise en service, le constructeur, le modèle, la capacité offerte (nombre de places), le poids total roulant autorisé, la longueur, le carburant utilisé, la consommation moyenne, la motorisation, la cylindrée, le couple maximum, la vitesse maximale et la puissance administrative. De plus, d autres documents ont été étudiés, notamment les annuaires de l Union des Transports Publics (UTP), où est indiqué le volume de carburant diesel consommé, la quantité d électricité utilisée pour la traction et le nombre de kilomètres parcourus et ce pour chaque réseau routier, ainsi que les annuaires de Centre d Etudes sur les Réseaux, les Transports, l Urbanisme et les constructions publiques (CERTU) où est précisé, ville par ville, la consommation unitaire exprimée en nombre de litres aux cent kilomètres. Toutes ces informations ont permis de compléter les données extraites des enquêtes O.E.S.T. sur l utilisation des transports routiers de voyageurs (TRV) menées en 1974 et depuis 1978 où la consommation unitaire moyenne est précisée pour les autocars et 64 Observatoire Economique et Statistiques des Transports (Ministère de l Equipement, des Transports et du Tourisme). 304

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER les autobus (hors les autobus parisiens) de plus de dix places, et les données statistiques issues de la RATP sur les autobus parisiens depuis 1968. La figure cidessous retrace de 1956 à 1995, l évolution de la consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie d autocars et d autobus, soient les autobus de province, les autobus parisiens et les autocars. 50 Consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie d'autobus et d'autocars 45 40 35 30 25 20 autobus de province autobus parisiens autocars Figure A.30 La consommation unitaire moyenne du parc des autobus parisiens connaît une baisse sur la période 1956-1972 en raison du remplacement progressif du mélange ternaire par du carburant diesel. A l inverse, l introduction progressive dans le parc des véhicules standards de plus en plus lourds, notamment le SC10 pesant 8,4 tonnes (1973) et le PR100 pesant 9,9 tonnes et surtout l introduction, à partir de 1981 des véhicules articulés pesant à eux seuls 15 tonnes, ont entraîné une augmentation graduelle de la consommation unitaire moyenne des autobus parisiens. En ce qui concerne les autobus de province, la tendance générale à la hausse de la consommation unitaire moyenne est de même nature mais avec un décalage de quelques années en raison de l introduction progressive des véhicules retardés. Ce phénomène n a quasiment pas touché les petites villes. L augmentation de la consommation unitaire moyenne des autocars tient du renforcement des puissances moyennes permettant d offrir une vitesse plus élevée notamment sur autoroutes et un meilleur confort tel que la climatisation. A titre d exemple, en 1988, il y avait des autocars avec des moteurs de 360 CV contre des moteurs ne dépassant pas les 140 CV en 1956. La deuxième phase réside dans l évaluation de la consommation unitaire moyenne du parc de l ensemble des autocars et des autobus en pondérant la consommation unitaire moyenne du parc de chaque sous catégorie d autocars et d autobus par leur circulation respective. Formellement, nous avons : CU (PA(BUSF, e + d) = t avec : KP (BUS(. ), e + d, F) CU (PA(BUSF(. ), e + d) t KP (BUS(. ), e + d, F) t t 305

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KP t (BUS(.),e+d,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par chaque sous catégories d autocars et d autobus (BUS(.)) immatriculés en France et à l étranger (BUS) à moteur essence et diesel (e+d); CU t (PA(BUSF(.),e+d): La consommation unitaire (de l année t) moyenne du parc de chaque sous catégorie d autocars et d autobus (BUS(.)) immatriculés en France (BUSF) à moteur essence et diesel (e+d). CU t (PA(BUSF,e+d) : La consommation unitaire (de l année t) moyenne du parc de l ensemble des autocars et autobus immatriculés en France (BUSF) à moteur essence et diesel (e+d). L évolution annuelle de la consommation unitaire moyenne du parc de l ensemble des autocars et autobus sur la période 1956-1995 est représentée dans la figure ci-dessous. 37 Consommation unitaire moyenne du parc des autocars et des autobus 36 35 34 33 32 31 30 29 28 27 Figure A.31 On constate que contrairement aux véhicules destinés au transports de marchandises, la consommation unitaire moyenne actuelle est plus élevée que dans le passé, de l ordre de 34,4 litres aux cent kilomètres actuellement contre 29,6 litres aux cent kilomètres il y a près de trente sept années. Cette évolution peut s expliquer d une part par le fait que l évolution à la hausse due à une modification des véhicules en termes de masse à vide et de puissance l emporte sur l évolution à la baisse due à la diésélisation jusqu à 1970 et à l augmentation de la part relative des parcours effectués par les autocars, lesquels consomment moins de carburant que les autobus. 306

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Les deux-roues motorisés PA(DR,e) : Parc au 31 décembre des deux-roues motorisés Période : 1949-1994 Unité : milliers de véhicules Sources : Assemblée Plénière des Sociétés d Assurance Dommages (A.P.S.A.D.) Chambre Syndicale Nationale du Motocycle (C.S.N.M.) Etude du parc français des deux-roues et de leur consommation en carburant (Europstat). Argus Enquêtes de la SOFRES de 1989 et 1993. Variables utilisées : IMA(MO,e). Problématique : L objet ici est de mettre en place une méthode d estimation du parc des deux-roues motorisés immatriculés en France. Il existe deux estimations du parc des deux-roues motorisés effectuées chaque année par l A.P.S.A.D. (Assemblée Plénière des Sociétés d Assurance Dommages) et par la C.S.N.M. (Chambre Syndicale Nationale du Motocycle). Le manque de précisions quant aux méthodes utilisées ne nous permet pas de choisir entre l une ou l autre des estimations. De ce fait, une nouvelle méthodologie a été mise en place en collaboration avec Europstat à partir des études transversales de l enquête SOFRES. 7000 Parc annuel des deux roues motorisées 6500 6000 5500 5000 4500 4000 3500 3000 2500 2000 AP SAD Figure A.32 CSNM Le parc estimé correspond au 1 er janvier de l année considérée pour l A.P.S.A.D. et au 31 décembre pour la C.S.N.M.. La méthode d estimation utilisée par l A.P.S.A.D. est basée exclusivement sur les ventes de cyclomoteurs et les immatriculations de motocycles. Le parc de l année (t) pour la catégorie des cyclomoteurs est estimé à partir du parc de l année précédente (t-1) diminué de 15% correspondant à la casse et augmenté des ventes effectuées en France 307

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER au cours de l année. De même, le parc de l année (t) pour la catégorie des motocycles est estimé à partir du parc de l année précédente (t-1) diminué de 10% correspondant à la casse et augmenté des immatriculations neuves effectuées en France au cours de l année. La méthode utilisée par la C.S.N.M. se base sur les véhicules assurés, ventilés par catégories. Ils sont obtenus auprès des différentes mutuelles d assurances G.E.M.A. (Groupement Européens des Mutuelles d Assurances). Une évaluation du parc est réalisée à partir du pourcentage d usagers ayant souscrit leur assurance auprès des mutuelles contactées. Toutefois, le nombre d assurés considéré ne prend pas en compte les véhicules des petites mutuelles mal référencées ou non affiliées à la G.E.M.A.. Le parc ainsi obtenu est ajusté en fonction de la tendance des ventes de motocycles et de cyclomoteurs. Méthodologie : Répartition par catégories de deux-roues motorisés Les deux-roues motorisés peuvent être regroupés selon trois critères : le permis, leur cylindrée (à rapprocher de la puissance fiscale) et leur type (ou les catégories d utilisation). Le tableau ci-dessous récapitule les différents critères qui permettent de différentier les diverses catégories de deux-roues motorisés. Vis à vis de la loi, il existe actuellement trois types de deux-roues motorisés (les cyclomoteurs, les motos légères et les motos) et quatre catégories associées (MTL1, MTL2, MTL3 et MTTE). La répartition la plus utilisée est la cylindrée. Elle scinde le parc en trois classes : les cyclomoteurs de cylindrée inférieure à 50 cc ; les vélomoteurs de cylindrée comprise entre 50 cc et 125 cc ; les motos de cylindrée supérieure à 125 cc. Deux grandes catégories ont été distinguées pour l estimation du parc. Il s agit des cyclomoteurs, correspondant à la catégorie de deux-roues motorisés non immatriculés et des motocycles. Parc des cyclomoteurs Les cyclomoteurs correspondent à la catégorie des deux-roues motorisés non immatriculés et dont la cylindrée est inférieure à 50 centimètres cubes. En raison de la non immatriculation de ces véhicules, l estimation du parc des cyclomoteurs est difficile. A l exception des ventes, peu de renseignements sont disponibles. En effet, les assurances ne peuvent recenser ce type de véhicules dans la mesure où pour de petites cylindrées, les cyclomoteurs peuvent être intégrés dans un contrat d assurance d un autre type. L évolution du parc estimé par la C.S.N.M. présente des fluctuations très prononcées et non justifiées. De plus, les variations annuelles du parc estimé par la C.S.N.M. sont certaines années très importantes et n ont pas de sens dans la mesure où dans certains cas elles sont plus importantes que les variations annuelles des ventes. De plus, le choix de l estimation du parc estimé par l A.P.S.A.D. est conforté par une meilleure connaissance de la méthode utilisée. Les enquêtes SOFRES de 1989 et 1993 ne nous ont pas permis de renforcer notre choix en raison des différences notoires : 308

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER CYCLOMOTEURS MOTOCYCLES Réglementation Cyclomoteurs VELOMOTEURS ou MOTOS LEGERES MOTOS MTL1 MTL2 MTL3 MTTE Cylindrée < 50 cc 65 de 50 à 80 cc de 50 à 80 cc de 80 cc à 125 cc > 125 cc Embrayage NON Automatique Manuel / / Immatriculation NON OUI OUI OUI OUI Vitesse 45 km/h maximum par 75 km/h 75 km/h non limitée par non limitée par construction maximum par maximum par construction construction construction construction Puissance fiscale / / / < 13 CV > 13 CV Assurance OUI (depuis OUI OUI OUI OUI 1958) (depuis 1958) (depuis 1958) (depuis 1958) (depuis 1958) Permis Brevet et âgé d au OUI OUI OUI OUI moins 14 ans à partir de l âge à partir de l âge à partir de l âge à partir de l âge de à défaut âgé d au moins 16 ans de 16 ans ou permis B ou de 16 ans ou permis moto de 17 ans ou permis moto 18 ans ou permis moto AMTL AMTL ou AMTL ou AMTTE permis B av. permis B av. 1980 1980 Tableau A.15 7000 Parc annuel estimé des cyclomoteurs et ventes de cyclomoteurs 800 6000 700 Parc (en milliers de véhicules) 5000 4000 3000 2000 600 500 400 300 200 Ventes en milliers de véhicules 1000 100 0 0 AP SAD CSNM Ve nte s Figure A.33 65 Cc signifie centimètres cubes 309

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 1989 1993 SOFRES en milliers de véhicules 3427 1927 A.P.S.A.D. en milliers de véhicules 2415 1865 C.S.N.M. en milliers de véhicules 2450 2125 Tableau A.16 Les cyclomoteurs représentent de 70% à 90% du parc de deux-roues selon les années. En effet, ces véhicules sont plus proches de la bicyclette par leur utilisation. Ils sont utilisés pour des déplacements quotidiens et ne nécessitent pas de permis. De plus, en raison de l absence de contraintes à conduire un cyclomoteur, les utilisateurs concernés sont de tout types et de tout âge (à partir de 14 ans). Jusqu'à 1975, l évolution du parc des cyclomoteurs suit l évolution de la population française. Puis le développement et la modernisation des transports en commun dans toutes les villes de France et leurs banlieues impliquent un transfert de mode de transport. Le cyclomoteur et la bicyclette ne représentent alors plus l unique moyen de se déplacer en ville sans voiture. La diminution du parc est ralentie sur les dernières années en raison de la congestion du trafic en ville. L estimation du parc des cyclomoteurs effectuée par l A.P.S.A.D. a été choisie dans le cadre de notre étude. Le parc inclut les cyclomoteurs et les scooters d une cylindrée inférieure à 50 centimètres cubes. Les ventes de scooters ont connu une forte progression depuis une dizaine d années et représentent aujourd hui la part la plus importante des véhicules en circulation dont la cylindrée est inférieure à 50 centimètres cubes. Estimation du parc des motocycles Nous exposons la méthode de modélisation du parc annuel des motocycles de 1956 à 1994. La démarche consiste dans un premier temps à estimer un taux de survie théorique à partir des Enquêtes SOFRES de 1989 qui effectue une étude transversale du parc en fonction notamment de la cylindrée. Ainsi, nous estimons le parc annuel des motocycles en appliquant chaque année le taux de survie estimé, aux immatriculations neuves annuelles des motocycles (cf. IMA(MOTO,e)). L intérêt de cette approche réside dans la reconstitution du parc annuel des motocycles à partir de données fiables correspondant aux immatriculations neuves. Méthodologie L évaluation du nombre de véhicules détruits annuellement a pu être faite grâce à l étude de la durée de vie des motocycles. La durée de vie économique est définie comme une fonction qui associe à chaque instant la probabilité de survie de l objet considéré : elle correspond au temps au bout duquel les véhicules auront effectivement disparu de la circulation. Les facteurs influençant cette durée de vie économique sont la politique de présentation de nouveaux modèles des constructeurs, les performances insuffisantes et les mauvaises conditions de sécurité du véhicule, l importance du nombre d accidents ou de pannes entraînant la mise au rebut des motocycles. La durée de vie économique du point de vue transversal peut être représentée par une courbe donnant pour une année donnée et selon l âge du véhicule, les taux de survie des générations précédentes. Le taux de survie transversal S a (t) correspond à la probabilité qu un véhicule d âge a soit encore en vie l année t, en d autres termes, il se 310

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER traduit par le rapport entre le nombre de véhicules d âge a survivant en t et le volume total de motocycles qui ont été immatriculés en t-a, soit: où: N a ( t): I(t-a): Na () t Sa () t = It ( a) nombre de véhicules d âge a survivant à la date t nombre total de véhicules neufs immatriculés à la date t-a. L illustration graphique du taux de survie transversal (en coupes instantanées) se présente ainsi: % 100 S a(t) Taux de survie des véhicules des générations précédentes Année t Figure A.33 âge a Dans ce cas, le parc de motocycles de l année t est estimé de la manière suivante : P = I S () t + I S () t +... I S () t +... t t 0 t 1 i t i i n = ( I S ( t)) i= 0 t i i où P t représente le parc de l année t, I t-i correspond au nombre de motocycles neufs immatriculés l année t-i et S i (t) est appelé le coefficient de survie à la date t d un motocycle neuf immatriculé en t-i. Dans un souci de simplification, nous supposons que le taux de survie théorique du point de vue transversal est constant au cours du temps. En effet, il n y a pas eu de révolution technologique qui permet d affirmer que les motocycles d aujourd hui sont plus solides que les motocycles de 1956. En réalité, le taux de survie évoluent au cours du temps, de plus l apparition des motocycles japonais en 1968 a sûrement modifier cette hypothèse, mais le manque d informations nous oblige à émettre une telle hypothèse. La méthode consiste à estimer un taux de survie transversal en se basant sur les résultats de l enquête SOFRES de 1989, puis de l appliquer sur la période d estimation aux immatriculations neuves afin d obtenir une estimation annuelle du parc des motocycles de 1956 à 1994. La durée de vie des motocycles en France obtenue à partir de l enquête SOFRES 311

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Des travaux ont été réalisés par Europstat Etude du parc français des deux-roues et de leur consommation en carburant dont l objectif est d estimer une fonction de survie théorique des motocycles à partir de l enquête SOFRES de 1989. L enquête de la SOFRES a été réalisée en décembre 1989 à partir d un panel de consommateurs SOFRES constitué de 20 000 foyers français. Cet échantillon est représentatif de la population des ménages français selon les principales caractéristiques socio-démographiques : âge du chef de famille, profession et catégorie socioprofessionnelle du chef de famille, région de résidence, catégorie d agglomération et nombre de personnes au foyer. Chaque foyer a été interrogé sur les caractéristiques de leurs deux-roues motorisés. La répartition de l échantillon en année de construction a été obtenue à partir des résultats principaux présentés et par exploitation des bandes magnétiques fournies par la SOFRES (réponses exactes au sondage). Le tableau ci-dessous récapitule les résultats obtenus. ANNEE MOTOS ECHANTILLON REPARTITION PARC IMMATRICULATIONS SURVIE NORMALISEE PARC NORMALISE >1971 22 48 5,0% 55740 203607 0,27 0 0 1972 6 13 1,4% 15096 61106 0,25 0,25 15096 1973 4 9 0,9% 10451 71784 0,15 0,15 10451 1974 7 15 1,6% 17419 81942 0,21 0,21 17419 1975 13 28 2,9% 32515 91751 0,35 0,35 32515 1976 13 28 2,9% 32515 115914 0,28 0,28 32515 1977 14 31 3,3% 35999 122541 0,29 0,29 35999 1978 23 50 5,3% 58063 110524 0,53 0,53 58063 1979 21 46 4,8% 53418 131329 0,41 0,41 53418 1980 23 49 5,2% 56901 134666 0,42 0,42 56901 1981 43 93 9,8% 107996 106560 1,01 1,00 106560 1982 33 81 8,5% 94061 116940 0,80 0,80 94061 1983 27 67 7,0% 77804 98294 0,79 0,79 77804 1984 24 46 4,8% 53418 78616 0,68 0,68 53418 1985 15 29 3,0% 33676 71556 0,47 0,47 33676 1986 33 70 7,4% 81288 84692 0,96 0,96 81288 1987 22 47 4,9% 54579 91789 0,59 0,59 54579 1988 52 95 10,0% 110319 102953 1,07 1,00 102953 1989 57 106 11,1% 123093 111092 1,11 1,00 111092 TOTAL 452 951 100,0% 1104351 Tableau A.17 A partir des immatriculations neuves, les chiffres issus de l enquête SOFRES permettent de calculer la courbe de durée de vie des motocycles de l année 1989. Cette courbe présente des incohérences. Si certaines fluctuations sont acceptables dans la mesure où une courbe de durée de vie ne peut être parfaite, d autres fluctuations risquent de poser des problèmes lors de la construction de la loi de survie théorique. Le coefficient très élevé pour l année 1981 et les coefficients anormalement faibles pour les années 1985 et 1987 pourraient modifier l allure de la loi de survie. Pour corriger les imperfections de la courbe, nous avons calé une loi de survie sur les estimations obtenues à l aide de la procédure LIFEREG du logiciel SAS/STAT. La forme générale de la courbe de durée de vie empirique du parc suggère une fonction de déclassement non monotone, permettant de tenir compte de l accélération des taux de mise au rebut des véhicules entre 5 et 11 ans environ, puis d un ralentissement assez sensible au-delà. Trois lois théoriques sont couramment employées pour décrire de telles fonctions ; il s agit de la loi de Weibull, de la log-normale et de la loglogistique. Sachant qu après 18 ans, un véhicule a de très grande chance de ne plus exister, il serait vraisemblable d introduire un âge limite (noté A) au-delà duquel le taux de survie des véhicules est nul, soit A = 20ans. 312

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Finalement, après ajustement des trois lois aux données décrites précédemment, nous obtenons les résultats et les expressions suivantes qui s annulent pour t=a. Résultats des estimations de l'ajustement de la fonction de répartition aux taux de survie empiriques: TYPE INTERCEPT : µ SCALE : σ FORMULE : S a (t) Weibull 2.419 0.4412 Loglogistic 2.138 0.3155 e e 1 Log(a) µ σ Log(a) µ Lognormal 2.094 0.5646 Tableau A.18 1 + e σ Log(a) 1 φ σ µ où a désigne l âge, φ est la fonction de répartition de la loi normale centrée réduite, µ (INTERCEPT) représente la moyenne et σ (SCALE) l écart-type de la loi normale associée. Toutefois, il est important de constater que les lois de survie modélisent des phénomènes de vieillissement physique. Cependant, la survie d un motocycle dépend du kilométrage effectué plus que de l âge. Il serait donc intéressant de modéliser la survie d un véhicule en fonction du kilométrage effectué puis en fonction de son âge. Malheureusement, le manque de données nous a contraint à supposer que la survie d un motocycle dépend uniquement de son âge. A priori, la loi log-normale est la plus satisfaisante car elle prend l allure recherchée quelques soient les valeurs des paramètres. Le choix a été fait à partir des tendances des trois courbes. En effet, le point d inflexion plus prononcé de la loi log-normale et son ralentissement plus faible en début et fin de courbe en ont fait notre choix. Parc estimé des motocycles L estimation du parc des motocycles a été obtenue en appliquant les coefficients de survie ajustés par une loi log-normale aux immatriculations de motocycles neufs. Nous avons de plus supposé que la survie d un motocycle était nulle après vingt ans d ancienneté. Le parc ainsi estimé de 1975 à 1994 avec l hypothèse que les coefficients de survie sont constants sur cette période, est comparé aux estimations de l A.P.S.A.D. et de la C.S.N.M. sur le graphique ci-dessous. 313

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 1100 Parc annuel des motocycles 1000 900 800 milliers 700 600 500 400 300 200 APSAD CSNM Lognormal Figure A.34 On constate d après le graphique ci-dessus que le parc estimé par la loi de survie théorique (log-normale) est proche de celui estimé par l A.P.S.A.D., ce qui nous induit à choisir les estimations effectuées par l A.P.S.A.D.. Le graphique ci-dessous représente l évolution du parc des motocycles au 31 décembre sur toute la période étudiée, soit de 1956 à 1994. 1200 Parc au 31 décembre des motocycles 1000 800 600 400 200 0 APSAD Figure A.35 De 1960 à 1968, le parc de motocycles connaît une forte diminution, et passe de près de un million en 1960 à cent cinquante milles en 1968. Différents phénomènes économiques, techniques, démographiques peuvent expliquer cette extraordinaire chute. L apparition sur le marché de modèles de voitures intermédiaires tels que la Peugeot 203 et la Renault Dauphine s offrent une part de plus en plus importante du marché automobile, car ils sont plus économiques en carburant que les grands modèles et plus puissants que les petits modèles. Par conséquent, la forte diminution du prix de ces voitures entraîne la chute des ventes de motocycles qui représentaient le seul 314

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER moyen de transport motorisé bon marché. De plus, sur le marché français, les motocycles étaient principalement de marques européennes (Triumph, Moto Guzzi,...) et ces motocycles étaient de construction imparfaite ce qui entraînait un surcoût d entretien. Conjointement, la génération d après guerre est en âge de fonder une famille et recherche dès lors un moyen de transport adapté à ses besoins, en l occurrence une voiture. De plus, à cette période, la mauvaise réputation des motards et l assimilation du monde de la moto aux «blousons noirs» ou autre bande a contribué à la baisse des ventes. A partir de 1968, la tendance s inverse mais progressivement et de manière beaucoup moins rapide que précédemment. En effet, en dix années le parc a chuté de 85% alors qu il a fallu vingt cinq années pour retrouver le volume du parc des années cinquante. Cette inversion de tendance peut s expliquer par la forte augmentation de la population mais surtout par l arrivée sur le marché européen des motocycles japonaises (YAMAHA, HONDA,...). En effet, ces dernières beaucoup plus fiables, plus solides et surtout à un prix concurrentiel ont réussi, à grands renforts de publicité, à s'attribuer une place importante sur le marché français en pleine régression. Plus de 80% du marché français est aujourd hui occupé par les motocycles japonaises ; les marques françaises ont pratiquement disparu, seul Peugeot subsiste grâce aux scooters. La faible diminution du parc des motocycles au début des années 80 s explique par la réforme du permis de conduire, elle-même enrayée en 1985 par une autre réforme du permis. On observe depuis 1992 une baisse sensible des ventes de motocycles qui se répercute progressivement sur le parc. Cette diminution s explique par la récession économique, qui entraîne un transfert d achat des motocycles neufs à occasions. KM(DR,e) : Kilométrage annuel moyen des deux-roues motorisés Période : 1956-1994 Unité : en kilomètres Sources : Enquêtes Transport de 1981-82 et 1993-94 Enquêtes ménages de 1969-70 et 1981-82 Enquête SOFRES 1993 Etude de l évolution du trafic des deux-roues en France réalisée par Beauvais Consultants. Variables utilisées : PA(DR,e) et KP(DR,e,F) Problématique : L évolution annuelle du kilométrage moyen et du kilométrage total des deux-roues motorisés n étant pas disponible, l objet ici est de mettre en place une méthode de reconstitution du kilométrage moyen des deux-roues motorisés à partir des données d enquêtes (Transport, ménages, SOFRES). Reconstitution : Données des différentes enquêtes A partir des données des enquêtes Transport de 1981-82 et 1993-94, nous avons extrait ce qui concerne la circulation en deux-roues motorisés et plus précisément la circulation en cyclomoteurs (de cylindrée inférieure à 50 centimètres cubes) et la circulation en motocycles (de cylindrée supérieure à 50 centimètres cubes). En se 315

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER basant sur le parc des deux-roues motorisés estimé par l A.P.S.A.D., nous en déduisons le kilométrage annuel effectué en moyenne par un cyclomoteur et un motocycle. Nous comparons les résultats de l enquête Transport avec ceux de l enquête de la SOFRES de 1993 et avec ceux déclarés dans les fiches descriptives des motos. Le tableau ci-dessous récapitule les différents résultats obtenus. 1981-82 1993-94 1993 1993-94 INSEE-INRETS Transport SOFRES Transport Distances totales parcourues en deux roues motorisées sur l'année Fiches descriptives - deux roues motorisées milliards de véhiculesxkilomètres 9,950 5,134 8,399 - cyclomoteurs milliards de véhiculesxkilomètres 7,230 2,248 4,474 - motocycles milliards de véhiculesxkilomètres 2,720 2,886 3,924 3,693 Parc annuel au 31 décembre (A.P.S.A.D.) - deux roues motorisées milliers de véhicules 5280 2863 2863 - cyclomoteurs milliers de véhicules 4500 1865 1865 - motocycles milliers de véhicules 780 998 998 998 Kilométrage annuel moyen déclaré - deux roues motorisées kilomètres 1884 1793 - cyclomoteurs kilomètres 1607 1205 2399 - motocycles kilomètres 3487 2892 3932 3700 Tableau A.19 Les données en caractères gras correspondent aux données brutes issues des enquêtes. Les données en caractères italiques correspondent aux résultats déduits par calcul, à partir de l estimation du parc de l A.P.S.A.D.. Reconstitution du kilométrage annuel moyen sur la période 1981-1993 D après les résultats issus des différentes enquêtes pour l année 1993, nous constatons un écart au niveau du kilométrage annuel moyen pour la catégorie des motocycles. L enquête I.N.S.E.E.-I.N.R.E.T.S. Transport de 1993-94 (3000 kilomètres) sousestime le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant l année en motocycles par rapport à l enquête SOFRES (3932 kilomètres) et au kilométrage annuel moyen déclaré dans les fiches descriptives des motocycles (3700 kilomètres). L enquête Transport n intègre pas les voyages à longue distance. Si nous supposons que les voyages à longue distance sont réalisés uniquement par les motocycles, afin de tenir compte des longs trajets, nous avons augmenté le kilométrage annuel moyen réalisé par les motocycles de près de 18%, soit 3412 kilomètres. Afin d obtenir les résultats de 1981, nous nous basons sur les variations obtenues au niveau des distances totales parcourues en deux-roues motorisés entre 1981-82 et 1993-94 issues des enquêtes I.N.S.E.E.-I.N.R.E.T.S Transport. Les résultats obtenus sont répertoriés dans le tableau ci-dessous : 1981-82 1993-94 Variation 1982/1994 Distances totales "corrigées" parcourues en deux roues motorisées sur l'année - deux roues motorisées milliards de véhiculesxkilomètres 10,439 5,653-45,85% - cyclomoteurs milliards de véhiculesxkilomètres 7,230 2,248-68,91% - motocycles milliards de véhiculesxkilomètres 3,209 3,405 6,10% Parc annuel au 31 décembre (A.P.S.A.D.) - deux roues motorisées milliers de véhicules 5280 2863-45,78% - cyclomoteurs milliers de véhicules 4500 1865-58,56% - motocycles milliers de véhicules 780 998 27,95% Kilométrage annuel moyen - deux roues motorisées kilomètres 1977 1975-0,13% - cyclomoteurs kilomètres 1607 1205-24,98% - motocycles kilomètres 4115 3412-17,07% Tableau A.20 316

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Reconstitution du kilométrage annuel moyen sur la période 1970-1981 L objectif de cette étude réalisée en collaboration avec Beauvais Consultants est de chercher à comparer les rythmes de variation entre 1994 et 1982 à partir des deux enquêtes Transport et sur la période 1970-1982 basés sur les enquêtes réalisées auprès des ménages sous la direction du CETUR. Ne pouvant utiliser les données des enquêtes Transport de 1967 et de 1974, nous avons eu recours aux données issues des différentes enquêtes réalisées auprès des ménages qui ont eu lieu en France depuis 1965. Afin de pouvoir comparer les rythmes de variation entre deux périodes distinctes à partir des deux enquêtes différentes, le problème a consisté à trouver un dénominateur ou un champ commun aux deux sources d information. Par rapport aux enquêtes Transport, les enquêtes Ménages n ont pas porté sur les déplacements dans les zones rurales, ni sur les déplacements en fin de semaines. De plus, un déplacement dans les enquêtes Ménages n est décompté que lorsque le deux-roues est le mode principal (dans une hiérarchie transport collectif / voiture / deux-roues / marche). Ainsi, dans les deux enquêtes nous avons retenu les déplacements faits totalement en deux-roues uniquement les jours ouvrables et effectués par les habitants des agglomérations de plus de 50.000 habitants. De plus, le cas de Paris a été exclu de notre champ commun car de gros écarts ont été mis en évidence entre les enquêtes Ménages de l Ile-de-france et la partie de l enquête Transport qui s'applique à la zone périurbaine (Zpiu) de Paris en ce qui concerne la durée moyenne d un déplacement en deux-roues Traitement des enquêtes Ménages de 1969-70 et de 1981-82 : Un travail préalable de dépouillement de 41 enquêtes Ménages réalisées entre 1965 et 1987 a été effectué. Le nombre de déplacements par jour et par personne a été obtenu en répartissant les 41 enquêtes Ménages en trois catégories relativement homogènes. La première catégorie : Enquêtes réalisées entre 1965-1969 ; Villes impliquées : Lille - Nancy - Chambéry - Lyon - Aix-en-Provence - Marseille - Nice - Grenoble - Bordeaux - Orléans - Dieppe - Besançon - Cherbourg - Rouen - Saint-Etienne - Elbeuf ; Population des agglomérations enquêtées : 5 millions d habitants ; Nombre de déplacements effectués en deux-roues motorisés ou non motorisés par personne et par jour : 0,351 ; La durée moyenne d un déplacement : 16,7 minutes. La deuxième catégorie : Enquêtes réalisées entre 1973-1977 ; Villes impliquées : Lille - Nancy - Lyon - Marseille - Nice - Grenoble - Orléans - Rouen - Toulouse ; Population des agglomérations enquêtées : 5 millions d habitants ; Nombre de déplacements effectués en deux-roues motorisés ou non motorisés par personne et par jour : 0,286 ; La durée moyenne d un déplacement : 14,7 minutes. 317

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER La troisième catégorie : Enquêtes réalisées entre 1978-1987 ; Villes impliquées : Grenoble - Bordeaux - Evreux - Amiens - Nantes - Avignon - Valence - Lorient - Belfort - Perpignan - Valenciennes - Lyon - Toulon - Orléans - Lille ; Population des agglomérations enquêtées : 5 millions d habitants ; Nombre de déplacements effectués en deux-roues motorisés ou non motorisés par personne et par jour : 0,226 ; La durée moyenne d un déplacement : 14,0 minutes. Le nombre de déplacements en deux-roues par jour et par personne et d autre part la durée moyenne par déplacement relative à l année 1970 sont obtenus par interpolation des données relatives à la première et à la deuxième catégorie ; soient 0,323 déplacement par jour et par personne et 15,8 minutes en moyenne par déplacement. De même, le nombre de déplacements en deux-roues par jour et par personne et d autre part la durée moyenne par déplacement relative à l année 1981-82 sont obtenus par extrapolation des données relatives à la deuxième et à la troisième catégorie ; soient 0,222 déplacement par jour et par personne et 13,9 minutes en moyenne par déplacement. Concernant la distance parcourue par déplacement, nous ne disposons pas de données. L idée d estimer ces longueurs à partir des durées et des vitesse n est pas immédiatement utilisable car les durées ne sont connues que tous deux-roues confondus quant aux vitesses, elles sont totalement inconnues. Pour l année 1981-82, nous avons retenu les distances et les vitesse issues de l enquête Transport, soient : pour la bicyclette : 2,220 mètres et 9.27 km/h pour le deux-roues motorisé : 4,100 mètres et 18.36 km/h. Pour l année 1969-70, nous proposons les valeurs suivantes : pour la bicyclette : 2,200 mètres et 8,24 km/h pour le deux-roues motorisé : 3,700 mètres et 14.15 km/h. L augmentation des distances et des vitesses principalement pour les deux-roues à moteur est le reflet de l éloignement des activités par rapport aux logements et de l augmentation de la motorisation moyenne des deux-roues à moteur. Les résultats sont donnés dans le tableau ci-dessous. A partir du nombre de déplacements par jour et par personne, de la distance moyenne et du nombre de personnes, nous en déduisons le nombre de voyageurs x kilomètres par jour ouvrable. Pour obtenir le nombre de véhicules kilomètres, nous tenons compte du fait que le taux d occupation des deuxroues motorisés est d environ 4 % avec une légère tendance à la hausse. Traitement des enquêtes I.N.S.E.E.-I.N.R.E.T.S. Transport de 1981-82 et de 1993-94 : A partir des données des enquêtes Transport concernant les déplacements monomodaux faits d une part en deux-roues motorisés et d autre part en deux-roues non motorisés 66, relatifs aux jours ouvrables effectués par les personnes habitants les Zpiu dont la population est supérieure à 50.000 habitants à l exception de la Zpiu de Paris. Les résultats des calculs sont donnés dans le tableau ci-dessous : 66 Cf. annexe avec les résultats extraits de l enquête Transport par M. J.L. Madre (INRETS/DEST). 318

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER A partir du nombre de déplacements par jour et par personne, de la distance moyenne et du nombre de personnes, nous en déduisons le nombre de voyageurs x kilomètres par jour ouvrable. Pour obtenir le nombre de véhicules kilomètres, nous tenons compte du fait que le taux d occupation des deux-roues motorisés est d environ 4 % avec une légère tendance à la hausse. Pour l année 1982, les valeurs concernant le trafic en deux-roues motorisés extraites des deux enquêtes ne correspondent pas. En effet, le trafic estimé à partir de l enquête Transport est de 32% supérieur à celui estimé à partir des enquêtes Ménages. Il reste donc là un champ de recherche à approfondir. C est pourquoi, nous utiliserons les résultats en valeurs relatives et non en valeurs absolues. 319

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Enquêtes Ménages 67 Enquêtes Transport 68 1969-70 1981-82 Variation 1981-82 1993-94 Variation Nombre de déplacements par jour et par personne bicyclette unités 0,156 0,128-18% 0,162 0,095-41% deux-roues motorisés unités 0,167 0,094-44% 0,129 0,037-71% tous deux-roues unités 0,323 0,222-31% 0,291 0,132-55% confondues Durée par déplacement bicyclette minutes 8,24 14,37 74% 14,374 14,122-2% deux-roues motorisés minutes 14,15 13,30-6% 13,300 14,095 6% tous deux-roues minutes 15,80 13,90-12% 10,100 12,700 26% confondues Vitesse moyenne bicyclette kilomètres par heure 16,019 9,272-42% 9,272 10,299 11% deux-roues motorisés kilomètres par heure 15,689 18,505 18% 18,505 20,514 11% Distance par déplacement bicyclette kilomètres 2,200 2,221 1% 2,221 2,424 9% deux-roues motorisés kilomètres 3,700 4,102 11% 4,102 4,819 17% Distance par jour et par personne bicyclette kilomètres 0,343 0,284-17% 0,360 0,230-36% deux-roues motorisés kilomètres 0,618 0,386-38% 0,528 0,179-66% Population des Zpiu de plus de 50 000 habitants (hors Paris) millions d'habitants 31,600 34,182 8% 34,182 36,900 8% Distances parcourues par les urbains (hors Paris) un jour ouvrable bicyclette millions de voyageurs x kilomètres 10,845 9,719-10% 12,309 8,500-31% deux-roues motorisés millions de voyageurs x kilomètres 19,526 13,179-33% 18,034 6,587-63% tous deux-roues millions de voyageurs x kilomètres 30,371 22,898-25% 30,344 15,087-50% confondues Distances parcourues en deux-roues (hors Paris) un jour ouvrable bicyclette millions de véhicules x kilomètres 10,845 9,719-10% 12,309 8,500-31% deux-roues motorisés millions de véhicules x kilomètres 18,745 12,691-32% 17,367 6,363-63% (taux d'occupation des deux-roues motorisés) 1,042 1,038 1,038 1,035 tous deux-roues millions de véhicules x kilomètres 29,590 22,410-24% 29,677 14,863-50% confondues Distances totales parcourues en deux-roues (hors Paris) les jours ouvrables bicyclette milliards de véhicules x kilomètres 2,820 2,527-10% 3,200 2,210-31% deux-roues motorisés milliards de véhicules x kilomètres 4,874 3,300-32% 4,515 1,654-63% tous deux-roues milliards de véhicules x kilomètres 7,693 5,827-24% 7,716 3,864-50% 67 68 Enquêtes Ménages réalisées par le CETUR dans les agglomérations de province. Enquêtes Transport réalisées par l INSEE-INRETS concernant les Zpiu de plus de 50.000 habitants sauf Paris, les jours ouvrables, monomodes concernant les déplacements de moins de 80 kilomètres. 320

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER confondues Tableau A.21 Ainsi, à partir des résultats concernant les rythmes de variation entre d une part 1970-1982 et d autre part entre 1982-1994, nous avons estimé le kilométrage total effectué en deux-roues motorisés pour l année 1970. Ainsi, à partir du parc annuel des motocycles et des cyclomoteurs, nous en déduisons le kilométrage annuel moyen de ces deux catégories de deux-roues motorisés pour l année 1970 (cf. tableau cidessous). 1969-70 1981-82 1993-94 Distances totales "corrigées" parcourues en deux roues motorisées sur l'année - deux roues motorisées milliards de véhiculesxkilomètres 13,84 10,44 5,65 - cyclomoteurs milliards de véhiculesxkilomètres 13,03 7,23 2,25 - motocycles milliards de véhiculesxkilomètres 0,80 3,21 3,41 Parc annuel au 31 décembre (A.P.S.A.D.) - deux roues motorisées milliers de véhicules 6055 5280 2863 - cyclomoteurs milliers de véhicules 5900 4500 1865 - motocycles milliers de véhicules 155 780 998 Kilométrage annuel moyen - deux roues motorisées kilomètres 2286 1977 1975 - cyclomoteurs kilomètres 2209 1607 1205 - motocycles kilomètres 5193 4115 3412 Tableau A.22 Les données du kilométrage annuel moyen des motocycles et des cyclomoteurs sur toute la période étudiée, soit de 1956 à 1994, sont obtenues par interpolation entre 1969 et 1994 à partir des trois points estimés à partir des enquêtes et par rétropolation entre 1956 et 1970. Les résultats estimés concernant le kilométrage annuel moyen des deux-roues motorisés, des motocycles et des cyclomoteurs, de 1956 à 1994, sont représentés dans le graphique ci-dessous : 6000 Kilométrage annuel moyen des deux roues motorisées 5000 4000 kilomètres 3000 2000 1000 0 Cyclomoteurs Motocycles Total deux roues motorisées Figure A.36 321

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER KP(DR,e,F) : Kilométrage annuel total effectué en France en deux-roues motorisés Période : 1956-1994 Unité : en milliards de véhicules kilomètres Sources : Enquêtes Transport de 1981-82 et 1993-94 Enquêtes ménages de 1969-70 et 1981-82 Enquête SOFRES 1993 Etude de l évolution du trafic des deux-roues en France réalisée par Beauvais Consultants. Variables utilisées : PA(DR,e) et KM(DR,e) Problématique : L évolution annuelle du kilométrage total des deux-roues motorisés n étant pas disponible, l objet ici est de mettre en place une méthode de reconstitution du kilométrage total effectué en deux-roues motorisés à partir du kilométrage annuel moyen estimé à partir des données d enquêtes (Transport, ménages, SOFRES). Reconstitution : Données des différentes enquêtes A partir des enquêtes Ménages réalisées par le CETUR (de 1965 à 1987), des enquêtes Transport réalisées par l I.N.S.E.E. (1981-82 et 1993-94) et enfin des enquêtes SOFRES (1993). La méthodologie de reconstitution du kilométrage total effectué en deux-roues motorisés et plus précisément en cyclomoteurs et en motocycles est développée dans la partie concernant la reconstitution du kilométrage annuel moyen des deux-roues motorisés (cf. KM(DR,e)). Le tableau ci-dessous récapitule les trois points estimés à partir des diverses enquêtes : 1969-70 1981-82 1993-94 Distances totales "corrigées" parcourues en deux roues motorisées sur l'année - deux roues motorisées milliards de véhicules x kilomètres 13,84 10,44 5,65 - cyclomoteurs milliards de véhicules x kilomètres 13,03 7,23 2,25 - motocycles milliards de véhicules x kilomètres 0,80 3,21 3,41 Tableau A.23 A partir du kilométrage annuel moyen et du parc annuel estimé pour chaque catégorie de deux-roues motorisés, cyclomoteurs et motocycles, nous en déduisons le kilométrage total en milliards de véhicules kilomètres réalisés en motocycles et en cyclomoteurs sur l année et ce de 1956 à 1994. Explicitement, nous appliquons la formule suivante : KP( MO, e) = PA( MO, e) KM( MO, e) KP( CY, e) = PA( CY, e) KM( CY, e) KP( DR, e) = KP( MO, e) + KP( CY, e) où MO représente la catégorie des motocycles et CY la catégorie des cyclomoteurs. 322

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Le graphique ci-dessous retrace l évolution des résultats obtenus : 18 Kilométrage total effectué en deux roues motorisées 16 14 12 10 8 6 4 2 0 Cyclomoteurs Motocycles Total deux roues motorisées Figure A.37 La circulation en deux-roues motorisés aurait ainsi baissé de 24% entre 1970 et 1982, avec une baisse de 44% pour les cyclomoteurs et un hausse de 300% pour les motocycles. De même, la circulation en cyclomoteurs aurait baissé de près de 69% entre 1982 et 1994 alors que la circulation en motocycles aurait augmenté de seulement 6%. On retiendra de ces estimations que la circulation en deux-roues motorisés en France aurait baissé près de deux fois plus vite entre 1982 et 1994 qu entre 1970 et 1982. CU(PA(DR,e)) : Consommation unitaire moyenne du parc des deux-roues motorisés Période : 1956-1994 Unité : en litres aux cent kilomètres Sources : Enquêtes menées par le Journal Moto en 1985,1986 et 1994. Enquêtes ménages de 1969-70 et 1981-82 Enquête SOFRES 1993 Etude du parc français des deux-roues et de leur consommation en carburant (Europstat). Variables utilisées : KM(MO,e) et KM(CY,e). Problématique : Lorsqu un individu décide d acheter un deux-roues motorisé, il ne se préoccupe guère de la consommation en énergie du véhicule. Aussi, il n existe pas d indication homologuée sur la consommation en énergie d un véhicule à deux-roues motorisé. De ce fait, chaque constructeur fait part d une consommation théorique en énergie pour chaque type de deux-roues, seulement ces consommations sont difficilement comparables d un constructeur à l autre. Par conséquent, la consommation théorique 323

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER correspond à la consommation énergétique de chaque marques et types estimée par le constructeur selon ses propres tests. L objectif ici est dans un premier temps de reconstituer une consommation théorique moyenne de l ensemble des deux-roues motorisés neufs à partir de la consommation théorique des nouveaux modèles mis en circulation au cours de l année considérée, exprimée en litres aux cent kilomètres, et issue des enquêtes réalisées par le «Journal Moto revue» en 1985, 1986 et 1994. Dans un deuxième temps, par intégration de la courbe de durée de vie théorique transversale estimée lors de la reconstitution du parc annuel des motocycles, nous estimons pour chaque année, la consommation théorique moyenne du parc des deux-roues motorisés. Toutefois, il est admis que dans les conditions réelles de conduite, la consommation en carburant d un véhicule ne correspond pas à la consommation théorique, mais à une consommation liée aux caractéristiques du véhicule, telles que la puissance, la cylindrée et l âge mais aussi au mode d utilisation et à des facteurs extérieurs tels que la température et les conditions de circulation. Malheureusement, en raison de l'inexistence d enquêtes portant sur la consommation énergétique d un deux-roues motorisé, il est impossible d évaluer l influence de ces facteurs lesquels permettraient d identifier les différences existantes entre la valeur théorique et la valeur réelle. En conséquence, nous nous trouvons dans l obligation de supposer que deux deux-roues motorisés identiques (même marque, même type, même puissance et même cylindrée) consomment la même quantité de carburant pour cent kilomètres parcourus. Reconstitution : La consommation théorique des nouveaux modèles mis en circulation au cours de l année considérée, exprimée en litres aux cents kilomètres, est tirée de trois enquêtes menées par le «Journal Moto revue» en 1985, 1986 et 1994. Cette consommation est donnée pour chaque marques et types (Yamaha, Peugeot,.../ trail, tourisme,...) mais également en fonction de la cylindrée. En conséquence, il ressort de ces enquêtes trois conclusions : le type de deux-roues est très corrélé avec la cylindrée (on ne trouve pas de deux-roues de type trail de moins de 125 centimètres cubes) ; la consommation théorique d un deux-roues varie très peu à cylindrée égale en fonction du type ; la consommation théorique d un deux-roues est très liée à la cylindrée. Les résultats de l enquête menée par le «Journal Moto revue» en 1994 sont présentés dans le tableau ci-dessous : RESULTATS DE L'ENQUETE ISSUE DU "JOURNAL MOTO REVUE" PAR CLASSES DE CYLINDREE 1994 <50cc 51-125cc 126-250cc 251-500cc 501-700cc 701-750cc L/100km 2,19 4,45 5,25 6,64 7,15 7,71 Tableau A.24 Cette répartition nous permet d étudier l influence de la cylindrée sur la consommation théorique des deux-roues. De plus, l écart important de la consommation théorique entre les cyclomoteurs (de cylindrée inférieure à 50 centimètres cubes) et les motocycles (de cylindrée supérieure à 50 centimètres cubes) s explique par les restrictions en termes de puissance et de vitesse imposées aux constructeurs par la législation. De plus, si nous comparons les résultats des trois points d enquêtes, 1985, 1986 et 1994, nous constatons que l évolution de la consommation théorique par catégorie de 324

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER cylindrée est variable. Cette observation justifie que la cylindrée ne constitue pas le facteur le plus important dans la consommation théorique d un deux-roues. En effet, la consommation énergétique d un véhicule est directement liée à sa puissance. Toutefois, le manque d information à ce sujet nous oblige à considérer la cylindrée comme variable reflétant la puissance d un deux-roues motorisé bien que au cours des dernières années, le progrès technologique ait permis d améliorer notoirement la puissance d'un véhicule pour une même cylindrée. Ainsi, à partir des résultats issus des trois enquêtes menées par le «Journal Moto revue» en 1985, 1986 et 1994, nous évaluons la consommation théorique moyenne des deux-roues motorisés neufs répartis en trois classes de cylindrée : inférieure à 50 centimètres cubes ce qui correspond aux cyclomoteurs, de 51 à 125 centimètres cubes se rapportant aux vélomoteurs et supérieure à 125 centimètres cubes représentant les motocycles. Concernant la classe de cylindrée supérieure à 125 centimètres cubes, nous évaluons la consommation théorique moyenne de cette catégorie de deux-roues en pondérant la consommation théorique moyenne de chaque sous-classes proportionnellement aux nombres d immatriculations de véhicules neufs correspondants. Le tableau ci-dessous récapitule les résultats obtenus pour 1985, 1986 et 1994. CONSOMMATION THEORIQUE MOYENNE DES DIFFERENTES CATEGORIES DE DEUX-ROUES MOTORISES NEUFS L/100km Cyclomoteurs <50cc Vélomoteurs 51-125cc Motos >125cc Total motocycles >50cc 1985 2,02 3,45 6,23 4,98 1986 2,04 3,87 6,24 5,2 1994 2,19 4,45 7,11 6,31 Tableau A.25 Après interpolation et rétropolation des résultats issus des trois enquêtes, nous obtenons les consommations théoriques moyennes des cyclomoteurs, des vélomoteurs, des motos et des motocycles sur toute la période considérée. Afin d évaluer la consommation théorique moyenne du parc de chaque catégorie de deux-roues motorisés, nous associons à chaque année de modèle, d'une part la consommation théorique moyenne et d'autre part, leur importance relative dans tout le parc des deux-roues motorisés d une année donnée (obtenue à partir de l ajustement de la courbe de durée de vie transversale estimée précédemment (cf. PA(DR,e)). Nous renouvelons cette pratique pour chaque catégorie de deux roues et pour chaque année de la période 1957-1993. Le tableau ci-dessous expose les résultats de la période 1990-1994 sur la consommation annuelle moyenne du parc des cyclomoteurs, des vélomoteurs, des motos et de l ensemble des motocycles (comprenant les vélomoteurs et les motos). 325

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER CONSOMMATION THEORIQUE MOYENNE DU PARC DES DIFFERENTES CATEGORIES DE DEUX-ROUES MOTORISÉS L/100km Cyclomoteurs <50cc Vélomoteurs 51-125cc Motos >125cc Total motocycles >50cc 1990 2,05 3,72 6,32 5,03 1991 2,06 3,79 6,38 5,16 1992 2,07 3,87 6,46 5,29 1993 2,09 3,94 6,54 5,43 1994 2,10 4,02 6,62 5,56 Tableau A.26 A partir de ces résultats, nous estimons la consommation théorique annuelle moyenne de l ensemble du parc des deux-roues motorisés en associant respectivement à chaque consommation théorique moyenne du parc de chaque catégorie de deux-roues, le nombre de kilomètres parcourus dans l année. En d autres termes, nous pouvons écrire la consommation théorique moyenne des deux-roues motorisés de la façon suivante : CT t ( PA( DR, e)) = i CT ( PA( i, e)) PA ( i, e) KM ( i, e) t i PA (, i e) KM (, i e) t t t t CT t ( PA( DR, e)) = i CT (, i e) KP (, i e) t i KP t (, i e) où CT correspond à la consommation théorique moyenne, DRN désigne l ensemble des deux-roues motorisés neufs, i représente les différentes catégories de deux-roues motorisés neufs (cyclomoteurs, vélomoteurs et motos), KM décrit le kilométrage annuel moyen, PA le parc annuel et KP le nombre total de kilomètres parcourus dans l année. La figure ci-dessous retrace l évolution annuelle de la consommation théorique moyenne des deux-roues motorisés neufs. t 5,0 Consommation théorique moyenne du parc des deux-roues motorisés 4,5 4,0 3,5 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 326

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Figure A.38 La consommation théorique moyenne du parc des deux-roues motorisés évolue considérablement sur toute la période étudiée. En effet, la structure du parc des deux roues varie au cours du temps. A partir de 1956, la demande de motocycles diminue au profit des cyclomoteurs, ce qui engendre une chute de la consommation théorique moyenne du parc des deux-roues motorisés. La structure du parc s inverse progressivement dès 1971 entraînant une reprise progressive de la consommation moyenne du parc, laquelle s accentue dès 1989 lorsque le kilométrage effectué en motocycles l emporte sur celui réalisé en cyclomoteurs. 327

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER DONNEES MENSUELLES L estimation du kilométrage mensuel effectué par l ensemble des véhicules routiers sur le réseau français est réalisée à partir des données collectées sur une base mensuelle et à défaut, à partir d une part, de la mensualisation de certaines données annuelles et d autre part, de la modélisation des variations saisonnières. La consommation en carburant de l ensemble des véhicules routiers est collectée sur une base mensuelle et ce de 1957 à 1993. La consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers est reconstituée en pondérant les consommations unitaires moyennes de chaque catégorie de véhicules routiers par leur kilométrage respectif. Toutefois, à l exception de la consommation unitaire de certaines catégories de véhicules routiers, les données nécessaires à la reconstitution de la consommation unitaire moyenne de l ensemble des véhicules routiers ont été mensualisées : les parcs sont mensualisés à partir des immatriculations mensuelles neuves, les consommations unitaires moyennes des voitures particulières et commerciales, des véhicules utilitaires légers, des poids lourds et des autobus et autocars ont été mensualisées par modélisation des variations saisonniers. Il faut préciser qu en raison du manque d information concernant le kilométrage mensuel moyen effectué par chaque catégorie de véhicules routiers, nous avons supposé que le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant le mois est constant d un mois à l autre et équivaut au douzième du nombre de kilomètres parcours en moyenne durant l année. En effet, il serait intéressant d introduire une saisonnalité estimée sur des séries mensuelles existantes obtenues par enquête ou par comptage sur certains réseaux. Toutefois très peu d enquêtes observent le kilométrage mensuel moyen des véhicules routiers, à l exception du panel SECODIP pour les voitures particulières et commerciales. 328

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Mensualisation des parcs des différentes catégories de véhicules routiers PA t,m (VPF,e) : Parcs mensuels des voitures particulières et commerciales à moteur essence PA t,m (VPF,d) : Parcs mensuels des voitures particulières et commerciales à moteur diesel PA t,m (VULF,e) : Parcs mensuels des véhicules utilitaires légers à moteur essence PA t,m (VULF,d) : Parcs mensuels des véhicules utilitaires légers à moteur diesel PA t,m (PLF,e) : Parcs mensuels des poids lourds à moteur essence PA t,m (PLF,d) : Parcs mensuels des poids lourds à moteur diesel PA t,m (BUSF,e) : Parcs mensuels des autobus et autocars à moteur essence PA t,m (BUSF,d) : Parcs mensuels des autobus et autocars à moteur diesel PA t,m (DRF,e) : Parcs mensuels des deux roues à moteur essence Période : 1956-1996 Unité : en milliers de véhicules Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). Variables utilisées : IM t,m (VPF,e) et IM t,m (VPF,d) ; IM t,m (VULF,e) et IM t,m (VULF,d) ; IM t,m (PLF,e) et IM t,m (PLF,d) ; IM t,m (BUSF,e) et IM t,m (BUSF,d) ; IM t,m (DRMF,e). Reconstitution : Les parcs annuels des différentes catégories de véhicules routiers répartis par type de carburant sont mensualisés à partir des immatriculations neuves de chaque catégorie de véhicules routiers à moteur essence et des immatriculations neuves de chaque catégorie de véhicules à moteur diesel. Le nombre de véhicules neufs immatriculés en France est enregistré chaque mois par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). Ces immatriculations mensuelles neuves permettent d évaluer l influence de la saison sur les ventes de véhicules. Une répartition mensuelle moyenne des immatriculations neuves de chaque catégorie de véhicules routiers tout carburant confondu a été effectuée pour deux souspériodes ; de 1956 à 1973 et de 1985 à 1994 (cf. tableau ci-après). Sur la période 1956-1973, les ventes de véhicules sont les plus faibles durant le mois d août quelque soit la catégorie de véhicules. En effet, à cette période, les vacances étaient essentiellement centralisées durant le mois d août. Depuis 1985, une répartition progressive des vacances sur l ensemble de l année est observée, ce qui se répercute par une chute des ventes de véhicules moins prononcée mais échelonnée sur trois mois ; juillet, août et septembre. 329

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER REPARTITION MENSUELLE MOYENNE DES IMMATRICULATIONS NEUVES SUR LA PERIODE 1956-1973 C.C.F.A. VPC VUL PL BUS janvier 7,8% 9,1% 7,8% 7,6% février 8,2% 8,6% 7,8% 7,6% mars 10,5% 9,6% 9,6% 10,3% avril 9,7% 9,2% 9,2% 10,2% mai 9,0% 8,5% 8,8% 9,8% juin 9,4% 9,0% 9,4% 10,8% juillet 8,1% 8,7% 9,1% 9,6% août 3,9% 2,7% 6,8% 4,5% septembr 6,7% 7,1% 6,7% 6,1% octobre 9,5% 9,7% 8,6% 8,2% novembr 8,8% 9,1% 8,2% 7,4% décembr 8,3% 8,6% 8,1% 7,7% REPARTITION MENSUELLE MOYENNE DES IMMATRICULATIONS NEUVES SUR LA PERIODE 1985-1994 C.C.F.A. VPC VUL PL BUS janvier 7,8% 9,2% 10,5% 9,2% février 7,4% 8,3% 7,9% 7,8% mars 9,3% 9,6% 9,2% 10,0% avril 9,0% 9,0% 8,9% 10,5% mai 8,0% 8,1% 8,4% 8,7% juin 7,0% 8,1% 9,7% 8,5% juillet 10,0% 7,2% 7,7% 7,4% août 7,2% 6,9% 7,2% 5,4% septembr 6,7% 7,3% 7,6% 8,4% octobre 9,5% 9,0% 8,6% 7,5% novembr 8,9% 8,7% 7,5% 7,2% décembr 9,0% 8,8% 6,6% 9,5% Tableau A.27 En outre, formellement nous pouvons mettre en évidence les variations saisonnières dans l évolution des immatriculations neuves des véhicules routiers de la manière suivante : I t It,m = St,m 12 Où I t,m représente les immatriculations au mois m de l année t et S t,m représente les coefficients saisonniers au mois m de l année t. De plus, les coefficients saisonniers sont évalués de la façon suivante : S 1+ I t,m ( I t / 12) t,m = ( I t / 12) On constate une certaine évolution des coefficients saisonniers au cours des années, car comme nous l avons vu précédemment la répartition mensuelle des immatriculations neuves de chaque catégorie de véhicules routiers se modifie au cours du temps. Les parcs annuels correspondent à des estimations effectuées au 1 er janvier de chaque année. De ce fait, nous connaissons le nombre de véhicules immatriculés en France et 330

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER en état de circuler au mois de janvier de chaque année. A présent, l objectif est d estimer le parc pour les autres mois de l année. L évolution du parc entre deux mois consécutifs s obtient de la façon suivante : Pt,m+1 Pt,m = It,m + Dt,m Où P t,m représente le parc des véhicules au mois m de l année t, I t,m représente le nombre de véhicules neufs immatriculés durant le mois m de l année t et D t,m représente le nombre de véhicules disparus par usure ou suite à un accident durant le mois m de l année t. Cependant, nous ignorons la répartition mensuelle du nombre de véhicules disparus. Ainsi, si nous supposons que cette répartition est constante sur une année, la variation saisonnière du parc dépendra du coefficient saisonnier des immatriculations neuves. En d autres termes, nous pouvons écrire le parc mensuel de la façon suivante : Pt+1 Pt Pt,m = Pt,m-1 + St,m 12 Où P t,m représente le parc des véhicules au mois m de l année t et S t,m représente les coefficients saisonniers des immatriculations neuves au mois m de l année t. Le parc des véhicules routiers est ainsi mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. Il faut préciser que lorsque que le parc augmente d une année à l autre, il est mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. Dans le cas où le parc diminue d une année à l autre, il est mensualisé en répartissant l'écart entre les deux mois de janvier de deux années consécutives inversement proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois En d autres termes, nous pouvons écrire le parc mensuel de la façon suivante : Pt+1 Pt Pt,m = Pt,m-1 + St,m 12 avec : Si P P alors S 1 + I t,m ( I t / 12) I t,m t+1 t > 0 t,m = = ( I t / 12) ( I t / 12) Si P P alors S 1- I t,m ( I t / 12) I t,m t+1 t < 0 t,m = = 2 ( I / 12) ( I / 12) Les parcs annuels des différentes catégories de véhicules routiers (voitures particulières et commerciales, les véhicules utilitaires légers, les poids lourds, les autobus et les autocars et les deux roues motorisées) sont ainsi mensualisés à partir des immatriculations neuves réalisées durant le mois. En particulier, les parcs annuels des véhicules à moteur essence (diesel) sont mensualisés en fonction du nombre de véhicules neufs à moteur essence (diesel) immatriculés en France durant le mois. t t 331

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Mensualisation des kilométrages annuels moyens des différentes catégories de véhicules routiers KM t,m (VPF,e) : Kilométrages mensuels moyens des voitures particulières et commerciales à moteur essence KM t,m (VPF,d) : Kilométrages mensuels moyens des voitures particulières et commerciales à moteur diesel KM t,m (VULF,e) : Kilométrages mensuels moyens des véhicules utilitaires légers à moteur essence KM t,m (VULF,d) : Kilométrages mensuels moyens des véhicules utilitaires légers à moteur diesel KM t,m (PLF,e) : Kilométrages mensuels moyens des poids lourds à moteur essence KM t,m (PLF,d) : Kilométrages mensuels moyens des poids lourds à moteur diesel KM t,m (BUSF,e) : Kilométrages mensuels moyens des autobus et autocars essence KM t,m (BUSF,d) : Kilométrages mensuels moyens des autobus et autocars diesel KM t,m (DRF,e) : Kilométrages mensuels moyens des deux roues à moteur essence Période : 1956-1996 Unité : en kilomètres Reconstitution : L objectif serait d introduire une saisonnalité estimée sur des séries mensuelles existantes obtenues par enquête ou par comptage sur certains réseaux. Toutefois très peu d enquêtes observent le kilométrage des véhicules routiers sur une base mensuelle. Les voitures particulières et commerciales : Concernant les voitures particulières, nous pourrions estimer une saisonnalité à partir du nombre de kilomètres parcourus déclarés mensuellement sur le panel SECODIP 69 et ce pour les kilométrages effectués par les voitures particulières à moteur essence et par les voitures particulières à moteur diesel. Les véhicules utilitaires légers : Les sources statistiques font défaut pour les kilométrages mensuels moyens effectués par les véhicules utilitaires légers. Toutefois, il serait intéressant d introduire un léger fléchissement du trafic en saison estivale et particulièrement au mois d août. Les poids lourds : Les sources statistiques font défaut pour les kilométrages mensuels moyens effectués par les véhicules utilitaires légers. Toutefois, il serait intéressant d introduire un léger fléchissement du trafic en saison estivale et particulièrement au mois d août. 69 Cf. annexe sur les enquêtes. 332

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Les autocars et les autobus : Si nous pouvons supposer que la saisonnalité est négligeable pour les kilométrages effectués par les autobus en milieu urbain, il n en est pas de même pour les kilométrages interurbains effectués par les autocars où il serait important d introduire une saisonnalité sur la base d une exploitation des péages des autocars sur les autoroutes concédées. Les deux roues motorisées : La circulation des deux roues motorisés dépend de manière non négligeable des conditions météorologiques. L introduction d une réduction du trafic en temps de pluie, de verglas et de gel serait réalisable. De manière plus précise, il serait intéressant d estimer une saisonnalité si nous avions la possibilité d exploiter les enquêtes Transport I.N.S.E.E. 70, de même que les enquêtes sur route Tableau de Bord. Toutefois, les sources statistiques existantes ne nous permettent pas d effectuer une mensualisation fiable du kilométrage annuel moyen des véhicules routiers. Nous avons donc supposé que le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant le mois par chaque catégorie de véhicules routiers est constant d un mois à l autre et est équivalant au douzième du nombre de kilomètres parcours en moyenne durant l année. Mensualisation des kilométrages totaux effectués par les différentes catégories de véhicules routiers au cours d une année. KP t,m (VPF,e) : Kilométrages mensuels totaux des voitures particulières et commerciales à moteur essence KP t,m (VPF,d) : Kilométrages mensuels totaux des voitures particulières et commerciales à moteur diesel KP t,m (VULF,e) : Kilométrages mensuels totaux des véhicules utilitaires légers à moteur essence KP t,m (VULF,d) : Kilométrages mensuels totaux des véhicules utilitaires légers à moteur diesel KP t,m (PLF,e) : Kilométrages mensuels totaux des poids lourds à moteur essence KP t,m (PLF,d) : Kilométrages mensuels totaux des poids lourds à moteur diesel KP t,m (BUSF,e) : Kilométrages mensuels totaux des autobus et autocars essence KP t,m (BUSF,d) : Kilométrages mensuels totaux des autobus et autocars diesel KP t,m (DRF,e) : Kilométrages mensuels totaux des deux roues à moteur essence Période : 1956-1996 Unité : en millions de véhicules x kilomètres 70 Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (Ministère des Finances). 333

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Reconstitution : Le nombre de kilomètres parcourus en moyenne durant le mois les véhicules routiers immatriculés en France et circulant sur le réseau routier français et étranger est estimé en faisant le produit du nombre de véhicules immatriculés en France et en état de circuler par le nombre de kilomètres parcours en moyenne durant le mois par les véhicules immatriculés en France et circulant en France et à l étranger. Le kilométrage mensuel effectué par chaque catégorie de véhicules routiers immatriculés en France et à l étranger et circulant uniquement sur le réseau routier français est obtenu en ajoutant la part mensuelle supposée constante du solde entre le kilométrage mensuel effectué par les véhicules français à l étranger et le kilométrage mensuel effectué par les véhicules étrangers en France. Formellement, le kilométrage mensuel s écrit de la manière suivante : KM (VRF(-),.,F +E) KP (VRE(-),.,F) - KP (VRF(-),.,E) t t t KP (VR(-),.,F) = PA (VRF(-),.) t, m t, m 12 12 avec : KP t,m (VR(-),.,F) : Kilométrage total effectué au cours du mois m de l année t en France (F) par les différentes catégories de véhicules routiers immatriculés en France ou à l étranger (VR(-)) à moteur essence ou diesel (.); PA t,m (VRF(-),.) : Parc au mois m de l année t des différentes catégories de véhicules routiers immatriculés en France (VRF(-)) à moteur essence ou diesel (.) ; KM t (VRF(-),.,F+E) : Kilométrage effectué en moyenne au cours de l année t par chaque catégorie de véhicules routiers immatriculés en France (VRF(-)) à moteur essence ou diesel (.) et circulant en France et à l étranger (F+E). KP t (VRE(-),.,F) : Kilométrage total effectué au cours de l année t en France (F) par les différentes catégories de véhicules routiers immatriculés en à l étranger (VRE(-)) à moteur essence ou diesel (.); KP t (VRF(-),.,E) : Kilométrage total effectué au cours de l année t à l étranger (E) par les différentes catégories de véhicules routiers immatriculés en France (VRF(-)) à moteur essence ou diesel (.); Pour certaines catégories de véhicules, le solde entre le kilométrage effectué par les véhicules français à l étranger et le kilométrage effectué par les véhicules étrangers en France est supposé nul ; c est le cas des véhicules utilitaires légers et des deux roues motorisés. Le nombre de kilomètres parcours au cours du mois par chaque catégorie de véhicules routiers immatriculés en France et à l étranger et circulant sur le réseau routier français est estimé pour chaque mois et pour chaque type de carburant sur la période allant de janvier 1957 à décembre 1993, soit 444 observations. Mensualisation des consommations unitaires moyennes du parc des différentes catégories de véhicules routiers. 334

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER La consommation unitaire moyenne du parc des véhicules routiers dépend avant tout de la proportion de véhicules à moteur essence et à moteur diesel dans le parc. D autres facteurs peuvent influencer la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules routiers, notamment le vieillissement du parc en circulation, la répartition du parc selon la puissance du véhicule ainsi que les conditions météorologiques. En outre, en raison du caractère variable de ces divers facteurs au niveau mensuel, la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules routiers évolue d un mois à l autre. Selon les sources statistiques existantes, nous avons développé une méthodologie de mensualisation de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules routiers spécifique à chaque catégorie de véhicules routiers. Un descriptif de chacune des méthodologies appliquées est présenté ci-après. CU t,m [PA(VPF,e)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence CU t,m [PA(VPF,d)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des voitures particulières et commerciales à moteur diesel Période : 1957-1993 Unité : en litres aux cent kilomètres Sources : Panel SECODIP 71 sur la consommation unitaire des voitures particulières Commission Economique Européenne (C.E.E.) ; Banque de France ; Comité Professionnel Du Pétrole (C.P.D.P.). Variables utilisées : CCV t (PA(VPF,d) et CCV t (PA(VPF,d) Problématique : Au niveau annuel, nous avons reconstitué la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales à moteur essence et à moteur diesel et ce de 1956 à 1993. Toutefois, il est admis que dans les conditions réelles de conduite, la consommation en carburant d une voiture n est pas celle indiquée sur les dépliants publicitaires, dite consommation conventionnelle, mais une consommation dépendant d un certain nombre de facteurs explicatifs. Par conséquent, les consommations conventionnelles moyennes du parc des véhicules ne peuvent être représentatives de tous les cas possibles d'utilisation du véhicule. Des différences peuvent en effet apparaître entre la valeur conventionnelle et la valeur réelle. Elles sont liées de manière importante aux caractéristiques des véhicules, telles que la puissance, l âge et le type de carburant, mais aussi aux conditions climatiques (température) et aux caractéristiques des conducteurs (âge). De plus, certains facteurs (style de conduite, l état d entretien du véhicule, le nombre d occupants dans le véhicule,...) concourent à modifier en permanence les conditions d usage du véhicule et donc sa consommation énergétique réelle. Les consommations unitaires moyennes du parc des voitures particulières sont extraites du panel SECODIP et ce pour chaque type de carburant et sur une base 71 Il est joint en annexe une fiche technique 335

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER mensuelle. Le panel SECODIP a débuté en avril 1987 et répond aux besoins de nombreux organismes, notamment l Observatoire Economique et Statistique des Transports (O.E.S.T.) et l Agence De l Environnement et de la Maîtrise de l Energie (A.D.E.M.E.), concernant la consommation énergétique réelle des véhicules particuliers et ses facteurs explicatifs (puissance du véhicule, le cycle, âge du conducteur, etc...), au niveau mensuel, trimestriel et annuel. Jusqu ici, nul autre panel n offrait cette possibilité. Les consommations unitaires moyennes du parc des véhicules particuliers n étant disponibles que depuis avril 1987, notre difficulté réside dans le reconstitution de cette consommation réelle sur la période allant de janvier 1956 à mars 1987. Par conséquent, en rapprochant les consommations unitaires (réelles) moyennes du parc des véhicules particuliers issues du panel SECODIP aux consommations conventionnelles du parc, ainsi qu à d'autres facteurs (températures, prix du carburant,...), notre objectif est de modéliser sur une base mensuelle la consommation réelle moyenne du parc des voitures particulières. Dans ce modèle, la distinction entre les véhicules à moteur essence et les véhicules à moteur diesel est indispensable, de plus elle nous permet de retranscrire une partie de l impact des conditions d usage en intégrant la variable représentant le prix du carburant. Reconstitution : Notre démarche comporte deux phases, en premier lieu, mensualiser la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et en second lieu, modéliser les facteurs explicatifs de la variation de consommation énergétique du parc des voitures particulières entre les conditions en laboratoire et les conditions réelles d utilisation (voir chapitre 2). Mensualisation de la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières : L'estimation de la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières est estimée en fin d'année, c'est à dire pour le mois de décembre. L'objectif de cette étape est d'obtenir une estimation de la consommation conventionnelle pour les autres mois de l'année. Mensualiser cette consommation revient donc à répartir l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de voitures neuves mises en circulation chaque mois. Ainsi, nous définissons que: la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales immatriculées en France (PA(VPF) à moteur essence ou diesel (.) évaluée en décembre de l année t est notée : CC t [PA(VPF,. )] (exprimée en litres aux cent kilomètres). la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières et commerciales immatriculées en France (PA(VPF) à moteur essence ou diesel (.) évaluée en décembre de l année suivante t+1 est notée : CC t+1 [PA(VPF,. )] (exprimée en litres aux cent kilomètres). Par ailleurs, nous considérons τ t+1,m, la proportion de voitures neuves à moteur essence ou à moteur diesel vendues au cours du mois m (m = 1,...,12) de l'année t+1 336

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER par rapport à la quantité de voitures neuves vendues au cours de l'année t+1. De cette façon, la procédure de mensualisation consiste à associer à chaque mois m de l'année t+1, la proportion τ t+1,m de la variation { CC t+1 [PA(VPF,. )] - CC t [PA(VPF,. )] } de la consommation. La valeur de la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières à moteur essence ou diesel pour le mois m de l'année t+1 est de : [ ] = [ ] + τ ( [ ] [ ]) CC PA(VPF,.) CC PA(VPF,.) CC PA(VPF,.) CC PA(VPF,.) t+ 1,m t+ 1,m 1 t+ 1 t+ 1 t avec : IM (VPNF,. ) IM (VPNF,. ) t+ 1,m τ t + 1 = t+ 1 où : CC t+1,m [PA(VPF,. )] : et m = 1,..., 12 Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières immatriculées en France PA(VPF) à moteur essence ou diesel (.) du mois m de l année t+1. CC t+1,m-1 [PA(VPF,. )]: Consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières immatriculées en France PA(VPF) à moteur essence ou diesel (.) du mois m-1 de l année t+1. IM t+1,m (VPNF,. ) : Nombre de voitures particulières neuves à moteur essence ou diesel (.) immatriculées en France (VPNF) au cours du mois m l année t+1. IM t+1 (VPNF,. ) : Nombre de voitures particulières neuves à moteur essence ou diesel (.) immatriculées en France (VPNF) au cours de l année t+1. Il suffit de répéter cette démarche pour les autres mois de l'année t+1, et ceci pour toutes les années de la période 1957-1993. Le nombre de véhicules neufs vendus dans le mois est déterminé à partir des immatriculations neuves mensuelles. Cette donnée est obtenue par le Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). En outre, les immatriculations mensuelles sont réparties par type de carburant essence ou diesel. Ainsi, par la méthode exposée et grâce aux données collectées, nous pouvons déterminer la consommation conventionnelle moyenne du parc des voitures particulières à moteur essence ou diesel immatriculées en France sur une base mensuelle et sur une période de 37 années, soit de 1957 à 1993. Modélisation de la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières à moteur essence et diesel : (voir chapitre 2) CU t,m [PA(VULF,e)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence CU t,m [PA(VULF,d)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des véhicules utilitaires légers à moteur diesel 337

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Période : 1957-1993 Unité : en litres aux cent kilomètres Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.). Variables utilisées : IM t,m (VULF,e) et IM t,m (VULF,d) ; CU t,m [PA(VPF,d)] et CU t,m [PA(VPF,d)]. Reconstitution : Il serait intéressant d appliquer une méthodologie de mensualisation de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers identique à celle mise en application sur la consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières et commerciales. Toutefois, l absence de sources statistiques sur une base mensuelle ne nous a pas permis de concrétiser cet objectif. Nous avons ainsi mis en pratique une méthode de mensualiser en deux étapes. En premier lieu, nous mensualisons la consommation unitaire moyenne des véhicules utilitaires légers en appliquant la procédure utilisée pour le parc au prorata des immatriculations mensuelles neuves. En second lieu, étant donné le fait que de nombreux véhicules utilitaires légers sont directement dérivés d un modèle de voitures particulières et que plus de la moitié d entre eux ne dépassent pas une tonne de charge utile, nous avons supposé que la saisonnalité des consommations unitaires moyennes du parc des voitures particulières est identique à celle des consommations unitaires moyennes du parc des véhicules utilitaires légers. 1 ère étape : Mensualisation de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers au prorata des immatriculations neuves Les consommations unitaires moyennes du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence et à moteur diesel, de même que le parc (cf. PA t,m n 43), sont mensualisés en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de véhicules neufs mis en circulation chaque mois, à la différence près où le parc est estimé au 1 er janvier alors que la consommation unitaire moyenne est évaluée en fin d année. En d autres termes, nous pouvons écrire la consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers de la façon suivante : (1) t+1,m (1) [ ] = [ ] CU PA(VULF,. ) CU PA(VULF,. ) t+1,m-1 [ ] [ ] CU t+1 PA(VULF,. ) CU t PA(VULF,. ) + S t+1,m (VULNF,.) 12 où : CU (1) t+1,m[pa(vulf,. )]: Consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers immatriculés en France PA(VULF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1. CU (1) t+1,m-1[pa(vulf,. )]: Consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers immatriculés en France PA(VULF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m-1 de l année t+1. 338

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER CU t [PA(VULF,. )] : Consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers immatriculés en France PA(VULF) à moteur essence ou diesel (.) de l année t. S t+1,m (VULNF,. ) : Coefficients saisonniers des immatriculations neuves des véhicules utilitaires légers (VULNF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1. La méthode de mensualisation est répartie en deux étapes, nous avons ainsi noté la première méthode avec un exposant (1) et la seconde avec un exposant (2). En outre, il faut préciser que lorsque que la consommation conventionnelle moyenne du parc augmente d une année à l autre, elle est mensualisée en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de véhicules utilitaires légers neufs mis en circulation chaque mois. Dans le cas contraire où la consommation conventionnelle moyenne du parc diminue d une année à l autre, elle est mensualisée en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives inversement proportionnellement à la quantité de véhicules utilitaires légers neufs mis en circulation chaque mois En d autres termes, nous pouvons définir le coefficient saisonnier de la façon suivante : Si CU PA(VULF,.) CU PA(VULF,.) > 0 [ ] [ ] t+1 t alors S (VULNF,. ) = t+1,m [ ] [ ] IM t+1,m (VULNF,.) IM (VUL,.) /12 Si CU t+1 PA(VULF,.) CU t PA(VULF,.) < 0 IM t+1,m (VULNF,.) alors S t+1,m (VULNF,. ) = 2 - IM t+1(vul,. ) / 12 où : IM t+1,m (VPNF,. ) : Nombre de véhicules utilitaires légers neufs à moteur essence ou diesel (.) immatriculés en France (VPNF) au cours du mois m l année t+1. IM t+1 (VPNF,. ) : Nombre de véhicules utilitaires légers neufs à moteur essence ou diesel (.) immatriculés en France (VPNF) au cours de l année t+1. Il faut préciser que les consommations unitaires moyennes du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence (diesel) sont mensualisées en fonction du nombre de véhicules neufs à moteur essence (diesel) immatriculés en France durant le mois. Il suffit de répéter cette démarche pour les autres mois de l'année t+1, et ceci pour toutes les années de la période 1957-1993. 2 ième étape : Intégration des variations saisonnières dans la consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des véhicules utilitaires légers Les consommations moyennes du parc des voitures particulières sont saisonnières et sont fonction des conditions climatiques. De nombreux véhicules utilitaires légers sont directement dérivés d un modèle de voitures particulières et plus de la moitié d entre eux ne dépassent pas une tonne de charge utile. Nous pouvons ainsi supposer que les t+1 339

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER variations saisonnières des consommations unitaires moyennes du parc des véhicules utilitaires légers sont fonction de la température dans le même ordre de grandeur que pour les consommations unitaires moyennes du parc des voitures particulières. En d autres termes, nous appliquons la méthode suivante : (2) (1) CU PA(VULF,.) = S CU PA(VPF,.) CU PA(VULF,.) t+1,m [ ] ( ) t+1,m [ ] [ ] t+1,m avec: S t+1,m [ CU( PA(VPF,.) )] = CU CU [ PA(VPF,.) ] [ PA(VPF,.) ] t+1,m t+1 /12 où : CU (2) t+1,m[pa(vulf,. )]: Consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers immatriculés en France PA(VULF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1, (après la deuxième étape). CU (1) t+1,m[pa(vulf,. )]: Consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers immatriculés en France PA(VULF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1, (après la première étape). S t+1,m [CU(PA(VPF,. ))] :Coefficients saisonniers des consommations unitaires moyennes des voitures particulières.(cu(pa(vpf,. ))) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1. CU t+1,m [PA(VPF,. )] : Consommation unitaire moyenne du parc des voitures particulières immatriculées en France PA(VPF) à moteur essence ou diesel (.) du mois m de l année t+1. Ainsi, nous avons déterminé la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence ou diesel immatriculés en France sur une base mensuelle et sur une période de 37 années, soit de 1957 à 1993. La figure ci-dessous retrace l évolution de la consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence ou diesel sur une base mensuelle. 340

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 14 Consommations unitaires mensuelles moyennes des véhicules utilitaires légers 13 12 11 10 9 8 essence Figure A.39 diesel La consommation unitaire moyenne du parc des véhicules utilitaires légers à moteur essence présentent une saisonnalité beaucoup plus prononcée que celle des véhicules utilitaires légers à moteur diesel, avec des écarts de l ordre de 17% pour l essence et de 7% pour le diesel entre le mois d août et de décembre de l année 1990. L évolution générale des séries diesel traduit une tendance à la baisse à partir du premier choc pétrolier avec une stabilisation depuis les années 1990. CU t,m [PA(PLF,e)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des poids lourds à moteur essence CU t,m [PA(PLF,d)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des poids lourds à moteur diesel CU t,m [PA(BUSF,e)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des autocars et autobus à moteur diesel CU t,m [PA(BUSF,d)]: Consommations unitaires mensuelles moyennes du parc des autocars et autobus à moteur diesel Période : 1957-1993 Unité : en litres aux cent kilomètres Source : Comité des Constructeurs Français d Automobile (C.C.F.A.) ; Union Technique de l Automobile, du Motocycle et du cycle (U.T.A.C.) ; Météorologie Nationale. Reconstitution : De la même manière que pour les véhicules utilitaires légers, nous avons appliqué une méthode de mensualiser en deux étapes. En premier lieu, nous mensualisons la consommation unitaire moyenne des poids lourds et des autobus et autocars en appliquant la procédure utilisée pour le parc au prorata des immatriculations 341

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER mensuelles neuves. En second lieu, une modélisation des variations saisonnière a été réalisée en coopération avec Beauvais Consultant en tenant compte des conditions atmosphériques. 1 ère étape : Mensualisation des consommations unitaires moyennes du parc des poids lourds et des autobus et autocars au prorata des immatriculations neuves Les consommations unitaires moyennes du parc des poids lourds et des autobus et autocars à moteur essence et à moteur diesel, de même que les parcs (cf. PA t,m n 43), sont mensualisés en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de véhicules neufs mis en circulation chaque mois, à la différence près où le parc est estimé au 1 er janvier alors que la consommation unitaire moyenne est évaluée en fin d année. En d autres termes, nous pouvons écrire la consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des poids lourds et des autobus et autocars de la façon suivante : (1) t+1,m (1) [ ] = [ ] CU PA(VLF,.) CU PA(VLF,.) t+1,m-1 [ ] [ ] CUt+1 PA(VLF,.) CUt PA(VLF,.) + S t+1,m (VLNF,.) 12 où : CU (1) t+1,m[pa(vlf,. )]: Consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds ou du parc des autobus et autocars immatriculés en France PA(VLF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1. CU (1) t+1,m-1[pa(vlf,. )]:Consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds ou du parc des autobus et autocars immatriculés en France PA(VLF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m-1 de l année t+1. CU t [PA(VLF,. )] : Consommation unitaire moyenne du parc des poids lourds ou du parc des autobus et autocars immatriculés en France PA(VLF) à moteur essence ou diesel (.) de l année t. S t+1,m (VLNF,. ) : Coefficients saisonniers des immatriculations neuves des poids lourds ou des autobus et autocars (VLNF) à moteur essence ou diesel (.) au mois m de l année t+1. La première méthode est représentée avec un exposant (1) et la seconde avec un exposant (2). De plus, lorsque que la consommation conventionnelle moyenne du parc augmente d une année à l autre, elle est mensualisée en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives proportionnellement à la quantité de véhicules neufs mis en circulation chaque mois. Dans le cas contraire où la consommation conventionnelle moyenne du parc diminue d une année à l autre, elle est mensualisée en répartissant l'écart entre les deux mois de décembre de deux années consécutives inversement proportionnellement à la quantité de véhicules neufs mis en circulation chaque mois En d autres termes, nous pouvons définir le coefficient saisonnier de la façon suivante : 342

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER [ ] [ ] Si CU PA(VLF,.) CU PA(VLF,.) > 0 t+1 t alors S (VLNF,. ) = t+1,m [ ] [ ] Si CU PA(VLF,.) CU PA(VLF,.) < 0 t+1 t IM t+1,m (VLNF,. ) IM (VL,.) /12 IM t+1,m (VLNF,. ) alors S t+1,m (VLNF,. ) = 2 - IM t+1(vl,.) /12 où : IM t+1,m (VLNF,. ) : Nombre de poids lourds neufs ou d autobus et d autocars neufs à moteur essence ou diesel (.) immatriculés en France (VLNF) au cours du mois m l année t+1. IM t+1 (VLNF,. ) : Nombre de poids lourds neufs ou d autobus et d autocars neufs à moteur essence ou diesel (.) immatriculés en France (VLNF) au cours de l année t+1. Il faut préciser que les consommations unitaires moyennes du parc des poids lourds ou du parc des autobus et autocars à moteur essence (diesel) sont mensualisées en fonction du nombre de véhicules neufs à moteur essence (diesel) immatriculés en France durant le mois. Il suffit de répéter cette démarche pour les autres mois de l'année t+1, et ceci pour toutes les années de la période 1957-1993. 2 ième étape : Intégration des variations saisonnières dans la consommation unitaire mensuelle moyenne du parc des poids lourds et des autobus et autocars En coopération avec Beauvais Consultants, nous avons eu recours à l ouvrage de M. Garnier intitulé «Mémorial de la Météorologie Nationale / Climatologie de France» où est indiqué pour chaque station météorologie ; la température sous abri (moyenne des huit observations quotidiennes), la pression atmosphérique (moyenne des huit observations quotidiennes), le nombre de jours de gelée sous abri, et l humidité relative de l air (moyenne des huit observations quotidiennes), où chaque donnée est calculée en moyennes mensuelles sur la période 1931-1960, toutes années confondues. Nous avons aussi eu recours aux procès verbaux relatifs à la consommation de diesel des véhicules industriels maxi-codes établis par le laboratoire de l Union Technique de l Automobile, du Motocycle et du cycle (U.T.A.C.) à Monthléry entre 1987 et 1990. A cette époque, treize véhicules avaient été instrumentés de façon à pouvoir enregistrer entre autres, la consommation, la température, l hygrométrie et la pression atmosphérique. A partir de ces données, il a été possible de modéliser la consommation de diesel, à vitesse et masse donnée, en fonction des caractéristiques du véhicule (cylindrée, puissance, couple maximum) et des conditions atmosphériques. La courbe d évolution saisonnière est donnée par la figure ci-dessous : t+1 343

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER 4% Evolution saisonnière des consommations moyennes des véhicules lourds 3% 2% 1% 0% -1% -2% -3% -4% Figure A.40 La consommation moyenne oscille entre -4% et +4% de la consommation moyenne de l année. Les variations saisonnières sont donc supérieures aux variations entre l année t et l année t+1, d où la nécessité de mensualiser la consommation unitaire moyenne des véhicules lourds. Les mois de décembre, janvier et février sont nettement au-dessus de la tendance. Nous pouvons ainsi y voir l impact d une hygrométrie forte et du nombre de jours de gelée. De plus, un démarrage à froid sur une plaque de verglas entraîne en effet une certaine surconsommation. Nous avons ainsi appliqué ces variations saisonnières sur les consommations unitaires mensualisées moyennes du parc de chaque sous catégories de poids lourds (soient les poids lourds de 5 à 10 tonnes de poids total autorisé, de plus de 10 tonnes de poids total autorisé et les tracteurs) et du parc de chaque sous catégories d autocars et d autobus (soient les bus urbains parisiens, les bus urbains de province et les autocars) sur l ensemble de la période considérée, soit de janvier 1957 à décembre 1993. 344

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER PANEL SECODIP : Consommation réelle de carburant. Contacts : Monsieur CURTET (O.E.S.T.) Monsieur MADRE (I.N.R.E.T.S.) Monsieur BOSSEBOEUF (A.D.E..M.E.) Le panel SECODIP a débuté en avril 1987. Il a été créé pour fournir des informations sur la consommation de carburant des voitures particulières et ses facteurs explicatifs. De plus, il permet de mesurer les kilomètres parcourus et les prix payés, au niveau mensuel, trimestriel et annuel. Une répartition par type de parcours est estimée par les enquêtes: - parcours en ville, sur route, sur autoroute. Une étude trajets a été ajoutée au panel en juillet 1987, sur demande de l'o.e.s.t.. Elle porte sur les déplacements de plus de 300 Km (Plus de 200 Km à partir de 1989). UTILITÉ DE CE PANEL Ce panel va permettre de comparer la consommation conventionnelle avec la consommation réelle. En effet, nous avons présenté dans ce rapport un modèle explicatif de la consommation réelle des véhicules à essence, à cet égard le panel SECODIP permettra de tester le modèle, et ainsi d'identifier les variables (proportion du kilométrage, effet saisonnalité,...) significatives "expliquant" l'écart supposé entre la consommation conventionnelle et la consommation réelle. CHAMPS DE L'ETUDE L'univers retenu est l'ensemble du parc des voitures particulières des ménages identifié par l'inscription VPC sur la carte grise. Les véhicules des entreprises sont donc exclus de l'étude. TAILLE DE L'ECHANTILLON A partir du panel de 5000 ménages représentatifs de la population française, l'échantillon retenu est de 3300 voitures particulières représentant environ 2500 ménages. Cet échantillon conduit à une précision sur le résultat global de: 1, 96 T E = = 0,03L / 100Km avec T = 1L / 100Km 3300 Les résultats seront donc significatifs jusqu'à une taille d'échantillon de l'ordre de 50 véhicules. CRITERES DE REPRESENTATIVITE DE L'ECHANTILLON L'échantillon est représentatif du parc automobile national, des conducteurs, et des ménages auxquels ils appartiennent. Ménages : structure par région, habitat, effectif du foyer, âge et catégorie socioprofessionnelle du chef de ménage, revenu du foyer et degré de motorisation. 345

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER Voitures : structure par type de carburant, puissance administrative, origine (française ou étrangère), âge du véhicule (année de mise en circulation). COLLECTE DE DONNEES L'ensemble du panel est interrogé sur les caractéristiques des véhicules du ménage (éléments de la carte grise). On détermine ainsi le taux d'équipement (un ou plusieurs véhicules). Le recueil de données est hebdomadaire, et est codifié par la SECODIP. Chaque conducteur est tenu de remplir un carnet de bord, nominatif du véhicule, à chaque achat de carburant. RÉSULTATS Après redressement, les consommations unitaires sont représentées selon les principaux croisements suivants: niveau global du parc mensuellement et cumulé trimestriellement selon l'âge du véhicule, la puissance (CV), le type de carburant, le sexe du conducteur, l'âge du conducteur. De même, les consommations unitaires sont calculées selon les caractéristiques sociodémographiques du panel: type d'habitat, région. En outre, ce panel permet un suivi conjoncturel des kilométrages et des dépenses des ménages. LIMITES ET CRITIQUES DE CE PANEL A la suite de comparaisons effectuées entre les diverses enquêtes, il a été constaté notamment que les évaluations du parcours annuel moyen des voitures particulières dont disposent les ménages diffèrent très sensiblement selon les sources. En ce qui concerne le panel SECODIP, il semble qu'il contient nettement moins de voitures parcourant plus de 25000 Km que l'enquête I.N.S.E.E. Conjoncture. Les "gros rouleurs" sont sous-représentés en raison du caractère trop astreignant. Il convient de préciser que cette source sous-estime le parc diesel, et sur estime le nombre de vieux véhicules, ce qui va également dans le sens d'une minoration du kilométrage. Ces biais serait dû à un questionnaire trop important et trop répétitif (hebdomadaire). 346

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ENQUETE DE CONJONCTURE AUPRES DES MENAGES MAITRE D OEUVRE Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques, S.E.S., I.N.R.E.T.S. SOURCE Questionnaires remplis trois fois par an (janvier, mai et octobre), par un échantillon d environ 8 000 ménages renouvelés par moitié d une vague à la suivante. Les biens d équipement et les intentions d achat. CHAMP loisirs; Equipement en résidences secondaires, gros équipement de Parc de biens durables; Possessions et usages de l automobile; Intentions d achats de l automobile; Logement et équipement téléphonique; Opinions et intentions sur la consommation de l épargne; Vacances (enquêtes d octobre). UNITES OBSERVEES Variables observées concernant les transports: Type de voiture dont dispose le ménage; Motifs d usage de la voiture; Kilométrage annuel estimé; Intentions d achats d automobiles; Mode de transport pour les déplacements de Vacances. DATE DE LA 1 ère ENQUETE Enquêtes ponctuelles depuis les années 1950. Enquêtes pluriannuelles depuis les années 1970. Enquêtes quadrimestrielles depuis 1972. PUBLICATIONS Informations rapides (I.N.S.E.E.); Equipement en biens durables (I.N.S.E.E.); Premiers résultats de l enquête vacances (I.N.S.E.E.); INFORMATIONS COMPLEMENTAIRES Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques, Département Population-Ménages. 18, boulevard Adolphe Pinard 75675 PARIS CEDEX 14 - Tél. : 01 43 45 73 74 347

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ENQUETE AUX FRONTIERES Touristes étrangers en France, touristes français à l étranger MAITRE D OEUVRE Direction du Tourisme SOURCE Questionnaires soumis aux voyageurs lors du passage de la frontière. CHAMP Touristes et excursionnistes étrangers en France, interrogés rétrospectivement à la sortie du territoire. (Enquêtes de 1963, 1976, 1982, 1989 et 1991) Français à l étranger, interrogés sur leurs intentions à leur départ de France. (Enquête de 1989) UNITES OBSERVEES Le touriste (groupe et individu) et son séjour. Variables observées: Etrangers: mode de transport pour sortir de France, en France et pour entrer en France; Français: mode de transport à l étranger; Motif détaillé du voyage; Taille du groupe. DATE DE LA 1 ère ENQUETE 1963 MODIFICATION METHODOLOGIQUE Depuis 1989, l ordre dans lequel sont visités les lieux de séjour en France permet d estimer le kilométrage des étrangers en France, de repérer les origines-destinations des déplacements et de déceler les itinéraires les plus fréquemment empruntés. PUBLICATIONS «Touristes étrangers en France, touristes français à l étranger». (Collection Economie du tourisme n 18, Documentation française). INFORMATIONS COMPLEMENTAIRES Direction du Tourisme 2 rue Linois 75015 PARIS Tél. : 01 44 37 36 00 348

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ENQUETE SUR L UTILISATION DES VEHICULES DE TRANSPORT ROUTIER DE MARCHANDISES MAITRE D OEUVRE Service Economique et Statistique (ancien O.E.S.T.) SOURCE CHAMP Enquête par sondage auprès des utilisateurs de véhicules recensés dans le fichier de cartes grises : 105 000 questionnaires par an portant sur l utilisation d un véhicule durant une semaine. Tous les camions, remorques et semi-remorques de 3 tonnnes et plus de charge utile et de moins de 15 ans d âge, quelle que soit l activité de l utilisateur (compte propre et compte d autrui). UNITES OBSERVEES Le véhicule et son trafic pendant une semaine. Variables observées : Genre, carrosserie, charge utile, poids total en charge autorisé, jours d utilisation, activité du propriétaire (NAP 600); Parcours en charge et à vide; Compte propre, compte d autrui; Pour chaque parcours en charge : Marchandises: nature (NST 176 produits), poids; Origine/destination (département en France, pays étrangers), catégories de distances en charge; Type de transport: navette, circuit, ou trajet ordinaire; Conditionnement. DATE DE LA 1 ère ENQUETE 1952 MODIFICATION METHODOLOGIQUE Pour satisfaire une directive communautaire, l activité des véhicules français à l étranger (trafic tiers) est saisie depuis 1990. A partir de 1990, meilleure prise en compte du transport pour compte d autrui à titre secondaire et du tonnage transporté dans le cas d attelages: «camions plus remorques». PUBLICATIONS Note de Conjoncture de l O.E.S.T. L utilisation des véhicules de Transport Routier de Marchandises (O.E.S.T.) Mémento de Statistiques des Transports (O.E.S.T.) Résultats détaillés dans la banque de données SITRAM à l O.E.S.T.. INFORMATIONS COMPLEMENTAIRES O.E.S.T. / Département des Statistiques des Transports 55-57, rue Brillat-Savarin 75658 PARIS CEDEX 13 349

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ENQUETE SUR L UTILISATION DES VEHICULES UTILITAIRES LEGERS MAITRE D OEUVRE Service Economique et Statistique (ancien O.E.S.T.) SOURCE CHAMP Enquête par sondage sur un échantillon de 25 000 véhicules à partir du fichier cartes grises. Camions et camionnettes immatriculés en France, de moins de 3 tonnes de charge utile, de toutes carrosseries, mis en service pour la première fois de 1972 à 1991 (pour l enquête de 92). Sont exclus les véhicules moteurs non immatriculés dans les séries normales (véhicules militaires, des domaines, etc...), les remorques et les semi-remorques. UNITES OBSERVEES Le véhicule et sa situation: utilisé ou non, vendu, en location, détruit, etc. Variables observées: Utilisation du véhicule; Charge utile ou le poids total en charge autorisé; Activité du propriétaire; Carrosserie: Carburant utilisé; Age; Kilométrage. Variables calculées: Parc en service; Parcours moyen annuel; Consommation du carburant. DATE DE LA 1 ère ENQUETE 1982 PUBLICATIONS Brochure quinquennale: «Enquête sur l utilisation des véhicules utilitaires légers» en 1986 et 1993. INFORMATIONS COMPLEMENTAIRES Observatoire Economique et Statistique des Transports (O.E.S.T.) Département des Statistiques des Transports 55-57, rue Brillat-Savarin 75658 PARIS CEDEX 13 Tél.: 01 45 89 89 27 350

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ENQUETE TRANSPORT MAITRE D OEUVRE I.N.R.E.T.S., I.N.S.E.E. SOURCE Questionnaire remis par enquêteur à environ 8 000 ménages 1966-67, 1973-74, 1981-82, vers 1993-94. CHAMP Equipement des ménages en véhicules individuels et caractéristiques du parc, déplacements des particuliers, dépenses effectuées par les ménages pour l achat, l entretien et l utilisation des différents moyens de transports UNITES OBSERVES Variables observées: Caractéristiques de véhicules détenus actuellement et au cours des trois dernières années; Caractéristiques de conducteurs principaux ou occasionnels; Kilométrages parcourus estimés, ventilés par type d usage; Kilométrages relevés au compteur; Trajets effectués par le véhicule pendant un semaine selon la distance, le motif, le type d infrastructure (voies urbaines autoroutes et autres), le nombre de personnes transportées (pour une moitié de l échantillon). Consommation unitaire d énergie estimée; Déplacements quotidien domicile-travail ou domicile- école: habitudes de déplacements de fin de semaine; trajets effectués par un individu du ménage tiré au hasard avec les mêmes types de renseignements que pour le carnet de trajet voiture, les modes distincts empruntés et les points de rupture de charge. Caractéristiques socio-démographiques classiques des ménages et des individus, et les caractéristiques intéressant plus spécifiquement le secteur des transports. DATE DE LA 1 ère PUBLICATION Enquête 1967 publiée en 1972 (volume M15 «L équipement des ménages en automobiles») PUBLICATIONS Les voyages non professionnels de courte durée (I.N.S.E.E.) Les déplacements à longue distance (I.N.S.E.E.) La motorisation des ménages (CSCA) Premiers résultats sur les déplacements domicile-travail et l automobile (I.N.S.E.E.). INFORMATIONS COMPLEMENTAIRES Institut National de Recherche sur les Transports et leur Sécurité 2, avenue du Général Malleret Joinville BP 34 94114 ARCUEIL CEDEX Tél.: 01 45 47 00 00 351

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER ENQUETE - MENAGES (Deux-roues) MAITRE D OEUVRE CETUR et la Direction Régionale de l Equipement d Ile de France. SOURCE Questionnaires remplis par les ménages habitant les agglomérations de province et de la région parisienne.. CHAMP Possessions des deux-roues motorisés ou non motorisés. Usages des deux-roues motorisés ou non motorisés uniquement les jours ouvrables. UNITES OBSERVEES le nombre de déplacements par jour et par personne en deuxroues non motorisés, le nombre de déplacements par jour et par personne en deuxroues motorisés, la durée moyenne d un déplacement en deux-roues (sans ventilation) la population du domaine enquêté, DATE DE LA 1 ère ENQUETE Enquêtes pluriannuelles (62) entre 1965 et 1992 dans toute une série d agglomérations françaises de tailles différentes Enquêtes ponctuelles en 1969, 1976, 1983 et 1991, concernent l Ile de France. 352

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER LISTE DES DIFFERENTS EXPERTS CONSULTES Il est important de préciser que cette liste reste partielle Concernant les transports: A.A.A. : Association Auxiliaire de l'automobile (annexe du C.C.F.A.) Experts consultés : Objet : M. GERANTE Immatriculations mensuelles Fichier des cartes grises C.C.F.A. : Comité des Constructeurs Français d'automobile (anciennement intitulé Chambre Syndicale des Constructeurs d Automobile (C.S.C.A.)). Experts consultés : Objet : Mme DECASTENAU Modèles de taux de survie M. DEBAR Immatriculations mensuelles M. LESCURE Service de documentation C.S.N.M. : Chambre Syndicale Nationale du Motocycle Experts consultés : Objet : M. CODRON Parc et immatriculations mensuelles des deux-roues motorisés A.P.S.A.D. : Assemblée Plénière des Sociétés d Assurances Dommages I.N.R.E.T.S. : Institut National de Recherche sur les Transports et leur Sécurité Experts consultés : Objet : M. MADRE Modèles de taux de survie Diverses enquêtes et diverses données M. CARRE Recherche sur les deux-roues M. FILOU Recherche sur les deux-roues M. HIVERT Enquête SOFRES Mlle GALLEZ Enquête de Conjoncture I.N.S.E.E. L.E.N. : Laboratoire Energie et Nuisance Experts consultés : Objet : M. ANDRE Consommation unitaire de véhicules légers O.C.M. : Officiel du Cycle et du Motocycle Experts consultés : Objet : M. CHASSANG Consommation unitaire des deux-roues motorisés 353

ESTIMATION DE LA MESURE DE L EXPOSITION AU RISQUE ROUTIER S.E.S (ancien O.E.S.T.) : Service Economique et Statistique Experts consultés : Objet : M. CURTET Panel SECODIP M. GIRAULT Parcours des poids lourds M. MICHARD Immatriculations mensuelles Mme GOUEDARD Service documentation Concernant l'énergie: A.D.E.M.E. : Agence De l'environnement et de la Maîtrise de l'energie Experts consultés : Objet : M. BOSSEBOEUF Consommation conventionnelle / réelle M. COUDERC Consommation conventionnelle Mme CHENE Panel SECODIP C.P.D.P: Comité Professionnel Du Pétrole Experts consultés : Objet : M. LECROC Consommation totale de carburant par catégorie de véhicules routiers M. BINARD Renseignements sur les éléments statistiques Concernant les prix européens des carburants: A.I.E. : Agence Internationale de l'energie Experts consultés : Objet : M. ANDOURIAN Prix européens des carburants Commission Européenne de Bruxelles Experts consultés : Objet : Mme MELH Prix européens des carburants Taxes sur les carburants en Europe Taux de change entre les différentes monnaies européennes 354

Sources : Enquêtes I.N.S.E.E.-I.N.R.E.T.S. Transport, jours ouvrables, monomodes, moins de 80 kilomètres (M. J.L. Madre (I.N.R.E.T.S.)). Filtre < 80 km 1982 1993-94 Mode Mono Type de Taille Nombre de Distance Durée Somme des Nombre de Distance Durée Somme des /multi jour de Zpiu déplacements par déplacement moyenne poids déplacements par déplacement moyenne poids Bicyclettes mono JO Paris 390 1,13 9,21 6800808 154 1,58 11,72 3964019 Bicyclettes mono JO >300 696 2,47 14,36 14640956 398 2,50 12,86 8129011 Bicyclettes mono JO 50-300 601 1,94 14,39 12951707 405 2,36 15,19 9613457 Bicyclettes mono JO <50+rural 171 1,48 11,54 3152161 104 2,81 15,04 2777142 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono JO Paris 276 3,4 11,23 4843657 103 7,00 14,29 2559458 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono JO >300 585 3,78 12,79 17311405 159 3,98 11,63 3623156 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono JO 50-300 405 4,77 14,82 7838664 135 6,48 18,60 2580622 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono JO <50+rural 213 5,58 13,62 337015 89 10,74 24,65 1528288 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono JO Paris 1 25 34 19378 4 6,60 11,29 66906 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono JO >300 12 3,24 1,42 278861 8 1,58 5,49 232203 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono JO 50-300 27 5,06 13,66 597224 11 2,92 11,41 260475 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono JO <50+rural 4 10 33,75 34353 15 4,15 9,77 411396 Bicyclettes mono WE Paris 100 1,35 9,66 1553700 169 4,75 22,61 1043287 Bicyclettes mono WE >300 182 2,96 9,45 3878840 436 3,44 19,67 2103130 Bicyclettes mono WE 50-300 139 1,46 11,07 3075379 413 3,17 17,11 2552112 Bicyclettes mono WE <50+rural 34 1,66 10,79 566016 162 5,17 25,35 891434 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono WE Paris 96 4,98 16,25 1871100 155 9,05 20,08 896780 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono WE >300 151 6,32 15,17 4776776 154 4,90 18,36 5205398 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono WE 50-300 132 6,46 17,96 2482309 146 7,34 17,66 2839969 Cyclomoteurs + motocyclettes conducteur mono WE <50+rural 45 3,33 9,64 775286 83 6,76 15,49 775286 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono WE Paris 1 1,5 5 18672 9 6,89 9,65 18672 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono WE >300 1 10 10 34087 18 10,59 16,27 137369 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono WE 50-300 6 2,8 8,85 149983 39 6,40 12,05 176437 Cyclomoteurs + motocyclettes passagers mono WE <50+rural 4 4,25 18,75 34533 13 5,24 11,89 92835 Tableau A.28