Comment la perception de l'accessibilité aux services urbains
Description
COMMENT LA PERCEPTION DE L'ACCESSIBILITÉ AUX SERVICES URBAINS PAR LES RÉSIDENTS DE QUÉBEC ÉVOLUE-T-ELLE ET QUELLES TENDANCES RÉVÈLE-T-ELLE? Communication présentée lors du Colloque «La ville. Un lieu et des milieux » Les 28 et 29 avril 2008 Jean Dubé et Marion Voisin Étudiants au doctorat en aménagement du territoire et développement régional (ATDR) École supérieure d’aménagement et de développement (ÉSAD) Université Laval, Québec, Canada G1K 7P4 jean.dube@crad.ulaval.ca marion.voisin.1@ulaval.ca Introduction Dans les années 1920-1940, les chercheurs de l’École de Chicago ont proposé des modèles d’écologie urbaine dans lesquels l’accessibilité aux pôles d’activités est présentée comme un enjeu dans la gestion des territoires. Depuis, les aménagistes continuent de s’interroger sur l’impact de la répartition géographique des services urbains sur le choix de localisation des ménages, particulièrement dans le contexte d’étalement des villes. À Québec, les services peuvent être regroupés en deux types : les services locaux et les services régionaux. Les déplacements engendrés pour chacun d’eux sont conditionnés par des motivations différentes qui reflètent des accessibilités spécifiques révélatrices des tendances de dynamiques intra-urbaines. Notre étude propose d’évaluer l’évolution de la perception de ces accessibilités par le biais de la modélisation hédonique afin de vérifier si l’évaluation de l’accessibilité, au travers des valeurs des ...
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Extrait
1
COMMENT LA PERCEPTION DE L'ACCESSIBILITÉ AUX SERVICES URBAINS PAR
LES RÉSIDENTS DE QUÉBEC ÉVOLUE-T-ELLE ET QUELLES TENDANCES
RÉVÈLE-T-ELLE?
Communication présentée lors du Colloque «La ville. Un lieu et des milieux »
Les 28 et 29 avril 2008
Jean Dubé et Marion Voisin
Étudiants au doctorat en aménagement du territoire et développement régional (ATDR)
École supérieure d’aménagement et de développement (ÉSAD)
Université Laval, Québec, Canada G1K 7P4
jean.dube@crad.ulaval.ca
marion.voisin.1@ulaval.ca
Introduction
Dans les années 1920-1940, les chercheurs de l’École de Chicago ont proposé des modèles
d’écologie urbaine dans lesquels l’accessibilité aux pôles d’activités est présentée comme un
enjeu dans la gestion des territoires. Depuis, les aménagistes continuent de s’interroger sur
l’impact de la répartition géographique des services urbains sur le choix de localisation des
ménages, particulièrement dans le contexte d’étalement des villes. À Québec, les services
peuvent être regroupés en deux types : les services locaux et les services régionaux. Les
déplacements engendrés pour chacun d’eux sont conditionnés par des motivations différentes
qui reflètent des accessibilités spécifiques révélatrices des tendances de dynamiques intra-
urbaines. Notre étude propose d’évaluer l’évolution de la perception de ces accessibilités par le
biais de la modélisation hédonique afin de vérifier si l’évaluation de l’accessibilité, au travers des
valeurs des transactions résidentielles, change dans le temps et l’espace.
Le papier est divisé en cinq parties. La première s’attarde à la revue de la littérature afin de bien
situer la problématique dans le contexte du courant de pensée de l’École de Chicago. En
second lieu, nous présentons le modèle empirique retenu pour tester formellement les
hypothèses de stabilité temporelle et spatiale. Par la suite, nous présentons les données qui ont
servi à l’analyse avant de se pencher sur les résultats obtenus. Une brève conclusion clôture le
papier.
Revue de littérature
L’accessibilité aux lieux d’emplois est au cœur des préoccupations des aménagistes, au travers
des questions relatives à la centralité. Dès les années 1930, dans un contexte sociétal
caractérisé par la division du travail, les chercheurs de l’École de Chicago se sont intéressés à
identifier le lien existant entre le social et le spatial eu égard à la distribution géographique, sur
2
un même territoire, des différentes populations autour des centres urbains (Grafmeyer et
Joseph, 1979). Selon Albion Small, la sociologie doit se placer dans une démarche
interdisciplinaire permettant de comprendre la structure de la société (Coulon, 2002). C’est
pourquoi l’analyse de l’organisation sociale des acteurs économico-sociologiques amena Park,
Burgess, Hoyt ou encore Harris et Ullman à modéliser la ville sous la forme de systèmes
sociaux spatialisés dans lesquels la distance au centre déterminait l’accessibilité au marché du
travail. Les premiers modèles postulaient une centralité unique au centre-ville (Central Business
District – CBD) à partir de laquelle les coûts de déplacement augmentaient concentriquement,
proportionnellement à la distance parcourue. En 1939, Hoyt améliora cette représentation en
proposant un modèle sectoriel dans lesquels les secteurs sont délimités par des « frontières »
naturelles et infrastructurelles telles qu’un fleuve, une autoroute, un parc etc. L’accessibilité n’est
donc plus seulement considérée comme continuellement décroissante avec l’éloignement au
centre mais également discontinue du fait des points de services intercalés sur le territoire : port,
gare, entrée d’autoroute etc.
Par la suite, la complexification structurelle des villes nord-américaines du fait d’un étalement
urbain rapide conduisit Harris et Ullman à définir le modèle à noyaux
multiples dans lesquels les
pôles concentrent des activités de niveaux variés; l’accessibilité depuis les zones de résidences
devient alors relative au type d’activités visées (Pinchemel et Pinchemel, 1992). La notion de
spécialisation émerge : pôles d’affaires, pôle industriel, pôle principal, pôles secondaires. Ces
modèles se complètent et Québec offre un bel exemple de synthèse.
La ville de Québec présente en effet une spatialité économique organisée autour de deux types
de services : les services locaux qui rassemblent les commerces de produits de première
nécessité et les services régionaux qui regroupent les commerces de produits plus rares
(Thériault
et al.
, 2005). Ces services sont distribués sur le territoire de façon hétérogène; les
lieux de services ne sont donc pas toujours accessibles par les mêmes moyens de locomotion.
De plus, les déplacements engendrés vers chacun d’eux sont conditionnés par des motivations
différentes. Leur accessibilité respective diffère donc selon l’offre et la demande observées. S’il
est possible de mesurer « objectivement » l’accessibilité physique aux lieux de services en
simulant les temps de trajet pour les rejoindre, sur le réseau routier numérisé (l’offre), il est plus
délicat d’en apprécier la demande. Un des moyens d’estimer cette accessibilité perçue par les
habitants de Québec est d’utiliser la méthode hédonique afin d’évaluer la valeur marginale de
l’accessibilité dans le prix de vente des résidences.
En effet, l’accessibilité est considérée comme une des composantes les plus explicatives de la
valeur des propriétés résidentielles (Des Rosiers
et al.
, 2000). Or sa valeur vénale est inégale
dans la ville; la perception de l’accessibilité aux services locaux et régionaux varie selon la
localisation de la résidence. L’expansion de Casetti (1972) constitue une méthode appropriée
permettant de tester la variation spatiale des perceptions (Thériault
et al.
, 2007b). De plus, eu
égard au processus d’étalement urbain toujours en cours dans la région métropolitaine de
Québec (Ritchot
et al.
, 1994) et du fait des dynamiques intra-territoriales à l’oeuvre, les effets
d’accessibilité aux services urbains changent au cours du temps. La prise en compte de cette
3
temporalité,
dans
les
modèles
hédoniques
permet
d’évaluer
l’évolution
des
perceptions
(Thériault
et al.
, 2007a).
Modèle
La théorie hédonique (Rosen, 1974) permet d’exprimer le prix de vente d’un panier de biens,
formé par une combinaison de différents attributs, en fonction de chacune des caractéristiques.
Bien qu’il n’existe pas de forme fonctionnelle prédéfinie dans la littérature et encore moins de
consensus sur la forme à utiliser (Box et Cox, 1964; Halvorsen et Pollakowski, 1981), la majorité
des études empiriques ont recours à une forme semi-log ou encore log-log. Cette dernière
exprime le log du prix de vente d’une résidence
i
, située dans la ville
j
au temps
t
,
ijt
p
, en
fonction des
k
attributs observables de la résidence,
kijt
X
.
1
K
ijt
t
k
kijt
ijt
k
p
X
e
(1)
Où
t
et
k
sont les paramètres à estimer. Les paramètres d’ordonnées à l’origine permettent
à la fois de tenir compte des différences de composition de l’échantillon à chaque période
(Wooldrige, 2002) en plus de tenir compte de l’évolution globale des prix dans le temps alors
que les paramètres reliés aux caractéristiques de la résidence (les prix hédoniques) sont
supposés constants dans le temps.
Un modèle plus général, permettant aux prix implicites (ou hédoniques) de varier, est obtenu en
permettant aux coefficients liés aux caractéristiques de varier dans le temps, dans l’espace ou
dans le temps et l’espace
1
.
1
K
ijt
t
kjt
kijt
ijt
k
p
X
e
(2)
La comparaison entre les résultats des équations (2) et (1) s’effectue en recourant à un test de
stabilité des coefficients (Chow, 1960) qui, sous sa forme générale, s’exprime par la statistique
. Cette statistique permet ainsi de vérifier si les prix peuvent être considérés comme fixe dans
le temps et/ou dans l’espace.
U
R
U
RRSS URSS
dL
URSS
dL
dL
(3)
1
Une façon simple de capter l’évolution temporelle sans inclure trop de variables dans le modèle de régression est de
supposer que le coefficient évolue sur une certaine tendance. Dans ce cas, le coefficient général,
t
, s’exprime par :
t
t
où
est la valeur de départ du coefficient général,
est le coefficient mesurant la variation annuelle du coefficient
général et
t
est une variable de tendance annuelle.
4
Où
RRSS
représente la somme des résidus au carré du modèle contraint (la forme la plus
simple – (1)),
URSS
représente la somme des résidus au carré du modèle non-contraint (la
forme la plus générale – (2)),
R
dL
représente les degrés de liberté du modèle contraint et
U
dL
représente les degrés de liberté du modèle non-contraint. La statistique
suit, sous l’hypothèse
nulle, une distribution de Fischer à
R
U
dL
dL
et
U
dL
degrés de liberté.
Données
Pour fins d’analyse, nous utilisons des données sur les ventes résidentielles unifamiliales
(bungalows, cottages et attachées) effectuées entre 1986 et 1996 sur le territoire de la nouvelle
ville de Québec. Les informations portant sur les caractéristiques des résidences nous
proviennent du rôle d’évaluation. Les données sont géolocalisées avec l’aide d’un système
d’information géographique (SIG), ce qui nous permet, notamment, d’assigner la résidence
vendue à sa ville d’origine en plus de calculer un indice d’accessibilité aux services locaux et
régionaux (Des Rosiers
et al.
, 2000).
Nous avons exclu les transactions pour lesquelles aucune information n’est disponible sur
certains de ses attributs permettant de l’associer correctement à la chronologie temporelle de
vente ou à la ville d’appartenance
2
. Au total, c’est 22 413 transactions qui sont à notre
disponibilité pour faire les analyses empiriques (tableaux 1 et 2).
Résultats
Les résultats d’estimation du modèle le plus simple (sans les indices d’accessibilité), montrent
que le modèle de prix hédonique permet d’expliquer un peu moins de 70% du prix de vente
(modèle (1) - tableau 3). En ajoutant les indices d’accessibilité régionale et locale, le pouvoir
explicatif du modèle s’approche de 75% (modèle (2) – tableau 3). L’ajout des indices
d’accessibilité modifie également la valeur de certains coefficients, indiquant l’ampleur des biais
des coefficients si on omet d’inclure deux variables importantes au modèle
3
. L’indice
d’accessibilité régionale a une plus grande influence (près de trois fois) sur la formation du prix
de vente que l’indice d’accessibilité locale.
Un simple test de stabilité nous permet de conclure que la perception de l’accessibilité n’est pas
constante dans le temps (modèle (3) – tableau 3). La statistique lambda, supérieure à la valeur
critique, indique que le changement ayant eu court est significatif. Si la perception reste
relativement constante pour l’accessibilité régionale (le coefficient associé à la tendance de
l’évolution n’est pas significatif, indiquant, par le fait même, que l’évaluation est restée à son
2
Nous avons également retenus, pour fin d’analyse, les propriétés s’étant transigées entre 50 000$ et 250 000$ avec
une superficie habitable de plus de 45 mètres carrés.
3
Autant au niveau des caractéristiques que dans l’évaluation de l’évolution des prix dans le temps (binaires
représentant les années de vente). À ce sujet, l’indice de prix estimé par le modèle hédonique devient cohérent avec
l’indice de prix obtenu par la méthode des ventes répétées lorsqu’on inclut les variables d’indices d’accessibilité.
5
niveau de départ), elle diminue dans le cas de l’accessibilité locale (le coefficient associé à la
tendance de l’évolution est négatif et significatif
à un seuil de 0.001). L’évaluation de
l’accessibilité locale devient pratiquement nulle au bout de dix ans.
En considérant l’aspect temporel comme étant fixe, nous pouvons vérifier s’il existe des
variations spatiales dans l’évaluation de l’accessibilité par les acteurs du marché immobilier
résidentiel unifamilial (modèle (4) – tableau 3). La statistique lambda, supérieure à la valeur
critique, nous indique qu’il existe des différences locales dans la perception de l’accessibilité.
L’accessibilité régionale a une influence généralement positive (à l’exception de Vanier) sur la
formation des prix résidentiels, mais est nettement plus évaluée dans les villes de Sillery, St-
Émile, Ste-Foy et Lac St-Charles. L’accessibilité locale, a également une influence qui varie en
fonction de la ville. Elle a une influence négative sur le processus de formation des prix dans les
villes de Cap-Rouge et Loretteville, alors qu’elle a une influence positive dans les villes de
Beauport, Charlesbourg, Québec, Ste-Foy, St-Augustin, St-Émile, Sillery et Val-Bélair.
En considérant simultanément les dimensions spatiale et temporelle, nous obtenons un modèle
spatio-temporel permettant à la fois de vérifier si l’évaluation de l’accessibilité varie à la fois dans
l’espace et dans le temps (modèle (6) – tableau 4). Nous constatons ainsi que l’accessibilité
régionale est évaluée de façon positive dans plus de la moitié des villes (Beauport,
Charlesbourg, Lac St-Charles, Québec, Ste-Foy, St-Émile, Sillery et Val-Bélair). La perception
de l’accessibilité augmente pour la moitié des villes qui sont influencées par l’accessibilité
régionale (Québec, Ste-Foy, Sillery et Val-Bélair). Moins de la moitié des villes accordent de
l’importance au facteur d’accessibilité locale (Beauport, Charlesbourg, Québec, Ste-Foy, St-
Augustin, Sillery). De ces villes, les deux tiers ont connu une diminution de la valeur qu’ils
accordent à l’accessibilité locale (Charlesbourg, Québec, Ste-Foy, St-Augustin). Une autre ville
enregistre la même tendance (Cap-Rouge).
Au final, nous montrons, avec l’aide des modèles développés, que l’accessibilité régionale est
plus importante, dans la formation des prix résidentiels, que l’accessibilité locale et que
l’importance de l’accessibilité locale diminue dans le temps alors que l’accessibilité régionale
demeure stable dans le temps, bien qu’il existe certaines différences spatiales.
Conclusion
En conclusion, nous démontrons, via le marché immobilier résidentiel, que l’accessibilité aux
services locaux et régionaux est évaluée de façon différente par les habitants de Québec. Qui
plus est, l’accessibilité n’est pas évaluée de la même façon dans le temps en plus de varier
dans l’espace. Si l’accessibilité régionale influence plus fortement les prix des maisons,
l’accessibilité
locale
voit
son
importance
diminuer
au
cours
des
années, pour devenir
pratiquement nulle en 1996.
Au final, l’accessibilité régionale est nettement plus évaluée dans les villes de Beauport,
Charlesbourg, Lac St-Charles, Québec, Ste-Foy, St-Émile, Sillery et Val-Bélair alors que
6
l’accessibilité locale a une influence significative dans les villes de Beauport, Charlesbourg,
Québec, Ste-Foy, St-Augustin et St-Émile. La valeur de l’accessibilité régionale a tendance à
augmenter à Ste-Foy et Sillery, mais à diminuer dans les villes de Québec et Val-Bélair alors
que, pour l’ensemble des villes, l’accessibilité locale a tendance à être stable ou à diminuer
dans le temps. Certaines conclusions peuvent être mal interprétées lorsqu’on utilise une seule
dimension à la fois (modèles (3) et (4)) comparativement à une prise en considération
simultanée des deux dimensions (modèle (5)). Au final, les tendances globales doivent être
désagrégées afin de mieux comprendre les comportements locaux sur le territoire de la ville de
Québec.
7
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8
Annexe : liste des tableaux
Tableau 1
Statistiques descriptives des caractéristiques des résidences
N
Moyenne
Variance
Skewness
Kurtosis
Min
Max
Prix de vente (log)
22 413
11,3738
0,0930
0,8022
3,4929
10,8289
12,4252
Superficie habitable (log)
22 413
4,6452
0,0770
0,6646
3,9816
3,8142
6,1891
Superficie du terrain (log)
22 413
6,3273
0,1932
0,6619
9,6598
3,7136
11,0876
Âge (log)
22 413
2,4479
1,1544
-0,6271
2,7912
0,0000
5,7430
Qualité
22 413
-0,0141
0,0571
-0,8188
31,4557
-3,0000
2,0000
Nombre de salles de bains
22 413
1,6587
0,2859
0,0243
2,7748
1,0000
6,0000
Nombre de foyers
22 413
0,2297
0,2058
2,0795
10,7328
0,0000
7,0000
Taux de taxe
22 413
2,4078
0,2532
0,4873
4,5142
1,1991
4,1312
Indice d'accessibilité régionale
22 413
-0,2954
0,8159
0,3397
2,3018
-2,5591
2,0615
Indice d'accessibilité locale
22 413
-0,0770
0,6580
-1,3652
6,8853
-6,8119
1,4578
Cottage
22 413
0,2045
0,1627
1,4651
3,1465
0,0000
1,0000
Attachée
22 413
0,0515
0,0488
4,0591
17,4763
0,0000
1,0000
Sous-sol fini
22 413
0,4956
0,2500
0,0178
1,0003
0,0000
1,0000
Façade en brick
22 413
0,2379
0,1813
1,2314
2,5164
0,0000
1,0000
Planchers de qualité supérieure
22 413
0,3017
0,2107
0,8643
1,7470
0,0000
1,0000
Escalier de bois
22 413
0,1591
0,1338
1,8644
4,4761
0,0000
1,0000
Comptoir de qualité supérieure
22 413
0,0034
0,0034
16,9730
289,0814
0,0000
1,0000
Luminosité inférieure
22 413
0,1716
0,1422
1,7416
4,0333
0,0000
1,0000
Garage simple attaché
22 413
0,0410
0,0393
4,6323
22,4577
0,0000
1,0000
Garage double attaché
22 413
0,0178
0,0175
7,2836
54,0507
0,0000
1,0000
Garage simple détaché
22 413
0,0736
0,0682
3,2654
11,6631
0,0000
1,0000
Garage double détaché
22 413
0,0392
0,0376
4,7506
23,5681
0,0000
1,0000
Terrasse
22 413
0,0166
0,0163
7,5675
58,2669
0,0000
1,0000
Piscine creusée
22 413
0,0383
0,0369
4,8096
24,1318
0,0000
1,0000
Desservie par l'aqueduc
22 413
0,9905
0,0095
-10,0868
102,7433
0,0000
1,0000
Plafond cathédrale
22 413
0,1476
0,1258
1,9866
4,9466
0,0000
1,0000
Balayeuse centrale
22 413
0,0753
0,0696
3,2198
11,3671
0,0000
1,0000
Tableau 2
Statistiques descriptives de la répartition spatio-temporelle des ventes
N
Moyenne
Variance
Skewness
Kurtosis
Min
Max
1986
22 413
0,1466
0,1251
1,9986
4,9946
0
1
1987
22 413
0,0287
0,0279
5,6468
32,8865
0
1
1990
22 413
0,1666
0,1389
1,7895
4,2023
0
1
1991
22 413
0,1557
0,1314
1,8995
4,6083
0
1
1993
22 413
0,1592
0,1339
1,8631
4,4710
0
1
1994
22 413
0,1511
0,1283
1,9487
4,7973
0
1
1995
22 413
0,1146
0,1015
2,4195
6,8539
0
1
1996
22 413
0,0776
0,0716
3,1579
10,9726
0
1
Beauport
22 413
0,1595
0,1341
1,8599
4,4591
0
1
Cap-Rouge
22 413
0,0547
0,0517
3,9184
16,3541
0
1
Charlesbourg
22 413
0,1552
0,1311
1,9042
4,6261
0
1
Lac St-Charles
22 413
0,0211
0,0207
6,6563
45,3064
0
1
Ancienne-Lorette
22 413
0,0483
0,0459
4,2149
18,7651
0
1
Loretteville
22 413
0,0305
0,0296
5,4588
30,7990
0
1
Québec
22 413
0,1931
0,1558
1,5550
3,4179
0
1
Ste-Foy
22 413
0,1484
0,1264
1,9776
4,9110
0
1
St-Augustin
22 413
0,0434
0,0415
4,4837
21,1040
0
1
St-Émile
22 413
0,0356
0,0344
5,0088
26,0883
0
1
Sillery
22 413
0,0213
0,0209
6,6265
44,9109
0
1
Val-Bélair
22 413
0,0815
0,0748
3,0599
10,3631
0
1
Vanier
22 413
0,0073
0,0073
11,5617
134,6720
0
1
9
Tableau 3
Résultats d’estimation – modèles simples (1, 2), temporel (3) et spatial (4).
Coefficient
Sign.
Coefficient
Sign.
Coefficient
Sign.
Coefficient
Sign.
Superficie habitable (log)
0,5123 ***
0,4415 ***
0,4412 ***
0,4226 ***
Superficie du terrain (log)
0,0494 ***
0,1084 ***
0,1088 ***
0,1092 ***
Âge (log)
-0,0592 ***
-0,0867 ***
-0,0866 ***
-0,0920 ***
Cottage
-0,0031
0,0144 ***
0,0144 ***
0,0173 ***
Attachée
-0,0239 ***
-0,0405 ***
-0,0398 ***
-0,0293 ***
Qualité
0,1189 ***
0,1003 ***
0,1024 ***
0,0966 ***
Nombre de salles de bains
0,0346 ***
0,0234 ***
0,0234 ***
0,0232 ***
Sous-sol fini
0,0540 ***
0,0478 ***
0,0471 ***
0,0452 ***
Façade en brick
0,0467 ***
0,0292 ***
0,0292 ***
0,0300 ***
Nombre de foyers
0,0633 ***
0,0633 ***
0,0632 ***
0,0622 ***
Planchers de qualité supérieure
0,0466 ***
0,0289 ***
0,0280 ***
0,0284 ***
Escalier de bois
0,0441 ***
0,0414 ***
0,0408 ***
0,0411 ***
Comptoir de qualité supérieure
0,0599 **
0,0450 *
0,0438 *
0,0431 *
Luminosité inférieure
-0,0611 ***
-0,0633 ***
-0,0628 ***
-0,0594 ***
Garage simple attaché
0,1395 ***
0,1184 ***
0,1180 ***
0,1107 ***
Garage double attaché
0,1113 ***
0,0985 ***
0,0979 ***
0,0974 ***
Garage simple détaché
0,0479 ***
0,0319 ***
0,0318 ***
0,0269 ***
Garage double détaché
0,0462 ***
0,0527 ***
0,0520 ***
0,0561 ***
Terrasse
0,0433 ***
0,0405 ***
0,0403 ***
0,0286 ***
Piscine creusée
0,0976 ***
0,0993 ***
0,0981 ***
0,0978 ***
Desservie par l'aqueduc
0,1576 ***
0,1416 ***
0,1411 ***
0,1199 ***
Taux de taxe
-0,1485 ***
-0,0958 ***
-0,0997 ***
-0,0737 ***
Plafond cathédrale
0,0538 ***
0,0538 ***
0,0539 ***
0,0490 ***
Balayeuse centrale
0,0341 ***
0,0407 ***
0,0416 ***
0,0427 ***
1987
0,0518 ***
0,0670 ***
0,0657 ***
0,0709 ***
1990
0,1344 ***
0,1883 ***
0,1861 ***
0,2067 ***
1991
0,1629 ***
0,2156 ***
0,2135 ***
0,2316 ***
1993
0,1668 ***
0,2354 ***
0,2318 ***
0,2548 ***
1994
0,1559 ***
0,2296 ***
0,2251 ***
0,2535 ***
1995
0,1396 ***
0,2185 ***
0,2137 ***
0,2427 ***
1996
0,1387 ***
0,2054 ***
0,1994 ***
0,2386 ***
Accessibilité régionale
0,0958 ***
0,1001 ***
tendance
-0,0006
Beauport
0,0473 ***
Cap-Rouge
-0,0027
Charlesbourg
0,0689 ***
Lac St-Charles
0,1027 ***
Ancienne-Lorette
-0,0199
Loretteville
0,0375 ***
Québec
0,0862 ***
Ste-Foy
0,1466 ***
St-Augustin
0,0240
St-Émile
0,1598 ***
Sillery
0,2502 ***
Val-Bélair
0,0685 ***
Vanier
-0,1023 *
Accessibilité locale
0,0227 ***
0,0529 ***
tendance
-0,0044 ***
Beauport
0,0216 ***
Cap-Rouge
-0,0588 ***
Charlesbourg
0,0263 ***
Lac St-Charles
-0,0066
Ancienne-Lorette
-0,0150
Loretteville
-0,0414 **
Québec
0,0422 ***
Ste-Foy
0,0322 ***
St-Augustin
0,0214 ***
St-Émile
0,0502 **
Sillery
0,0640 *
Val-Bélair
0,0434 ***
Vanier
0,0084
Constante
8,7565 ***
8,6753 ***
8,6926 ***
8,6872 ***
R2
0,6940
0,7438
0,7451
0,7619
RMSE
0,1689
0,1545
0,1541
0,1490
N
22 413
22 413
22 413
22 413
Statistique λ
5
6
,
6
4
7
0
,
7
0
F
c
r
i
t
i
q
u
e
3
,
0
0
1
,
5
2
Légende : * p<0,05; **p<0,01; *** p<0,001
Modèle (1)
Modèle (2)
Modèle (3)
Modèle (4)
10
Tableau 4
Résultat d’estimation – modèles simple (2) et spatio-temporel (6).
Coefficient
Sign.
Coefficient
Sign.
Superficie habitable (log)
0,4415 ***
0,4238 ***
Superficie du terrain (log)
0,1084 ***
0,1092 ***
Âge (log)
-0,0867 ***
-0,0919 ***
Cottage
0,0144 ***
0,0171 ***
Attachée
-0,0405 ***
-0,0279 ***
Qualité
0,1003 ***
0,0979 ***
Nombre de salles de bains
0,0234 ***
0,0228 ***
Sous-sol fini
0,0478 ***
0,0449 ***
Façade en brick
0,0292 ***
0,0299 ***
Nombre de foyers
0,0633 ***
0,0616 ***
Planchers de qualité supérieure
0,0289 ***
0,0276 ***
Escalier de bois
0,0414 ***
0,0398 ***
Comptoir de qualité supérieure
0,0450 *
0,0416 *
Luminosité inférieure
-0,0633 ***
-0,0593 ***
Garage simple attaché
0,1184 ***
0,1111 ***
Garage double attaché
0,0985 ***
0,0980 ***
Garage simple détaché
0,0319 ***
0,0272 ***
Garage double détaché
0,0527 ***
0,0564 ***
Terrasse
0,0405 ***
0,0271 ***
Piscine creusée
0,0993 ***
0,0964 ***
Desservie par l'aqueduc
0,1416 ***
0,1167 ***
Taux de taxe
-0,0958 ***
-0,0838 ***
Plafond cathédrale
0,0538 ***
0,0490 ***
Balayeuse centrale
0,0407 ***
0,0445 ***
1987
0,0670 ***
0,0670 ***
1990
0,1883 ***
0,1930 ***
1991
0,2156 ***
0,2171 ***
1993
0,2354 ***
0,2355 ***
1994
0,2296 ***
0,2320 ***
1995
0,2185 ***
0,2195 ***
1996
0,2054 ***
0,2128 ***
Accessibilité régionale
0,0958 ***
Beauport
0,05662832 ***
tendance
-0,00159604
Cap-Rouge
0,00235435
tendance
-0,00131911
Charlesbourg
0,08103569 ***
tendance
-0,0020879
Lac St-Charles
0,14435447 ***
tendance
-0,00575637
Ancienne-Lorette
-0,00088376
tendance
-0,00204162
Loretteville
0,03822143
tendance
-0,00024053
Québec
0,10636499 ***
tendance
-0,0029004 **
Ste-Foy
0,11595482 ***
tendance
0,00442795 ***
St-Augustin
0,02696336
tendance
-0,00139236
St-Émile
0,15510334 ***
tendance
0,00077066
Sillery
0,20104107 ***
tendance
0,0073032 ***
Val-Bélair
0,12383543 ***
tendance
-0,00780254 **
Vanier
0,06131193
tendance
-0,02332838
Accessibilité locale
0,0227 ***
Beauport
0,04329433 ***
tendance
-0,00319061
Cap-Rouge
-0,01191696
tendance
-0,00757472 **
Charlesbourg
0,05072013 ***
tendance
-0,00421597 ***
Lac St-Charles
-0,03599952
tendance
0,00414977
Ancienne-Lorette
0,02003011
tendance
-0,00488864
Loretteville
-0,03366785
tendance
-0,00109982
Québec
0,0994721 ***
tendance
-0,00747231 ***
Ste-Foy
0,06453038 ***
tendance
-0,00447518 *
St-Augustin
0,05336162 ***
tendance
-0,00441728 ***
St-Émile
0,09707518 *
tendance
-0,0062057
Sillery
0,06100551
tendance
-0,00052868
Val-Bélair
0,02173943
tendance
0,0028262
Vanier
-0,20607598
tendance
0,0295633
Constante
8,6753 ***
8,7354 ***
R2
0,7438
0,7641
RMSE
0,1545
0,1484
N
22 413
22 413
Statistique λ
Légende : * p<0,05; **p<0,01; *** p<0,001
Modèle (5)
Modèle (2)
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