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Extraído de la tesis Análisis económico de un bien público local: espacios verdes de Johanna Choumert

                                                                                                                                                         Capítulo 8

                                                                                                                       Análisis empírico de la oferta pública de espacios verdes.

Introducción

En Francia, los municipios incurren en el 95% del gasto para espacios verdes públicos (DGCP-Ifen, 2004) . Estos últimos son frecuentados principalmente por los habitantes de la comuna productora, pero su suministro puede generar externalidades de desbordamiento. Según esta observación, nuestra hipótesis es que los representantes locales elegidos no necesariamente maximizan el bienestar colectivo. Es probable que ofrezcan el nivel de espacios verdes que les permita ser reelegidos. Además, dado que las personas son móviles (movilidad residencial y movilidad diaria), planteamos la hipótesis de que los políticos elegidos tienen en cuenta la oferta de los municipios vecinos, ya sea para atraer habitantes o no ser sancionados por el voto. Para verificar estas hipótesis, probamos la hipótesis del votante medio (Bergstrom y Goodman, 1973; Borcherding y Deacon, 1972) y la hipótesis de las externalidades horizontales (Wildasin, 1988; Wilson, 1986). Las aplicaciones que ofrecemos son las primeras en Francia. La hipótesis del votante medio para los espacios verdes ha sido objeto de trabajo empírico (en Canadá, Estados Unidos y Suiza), pero estos no tienen en cuenta la heterogeneidad del tamaño de los municipios. En Francia, la literatura sobre externalidades horizontales es abundante. Sin embargo, la mayoría de los autores solo consideran los impuestos como una variable estratégica (cf. Madiès et al., 2005). Sin embargo, otros como Favardin (1996), Fréret (2008) y Wildasin (1991) sugieren que la estrategia de las autoridades locales se basa tanto en el suministro de bienes públicos, un argumento confirmado por varios trabajos sobre bienes públicos locales como los de Hanes (2002), Lundberg (2006) y Murdoch et al. (1993).

En la sección 1, cuestionamos la elección de la variable estratégica. Si bien la mayor parte del trabajo se centra en el gasto, no nos limitamos a esta variable y discutimos otras posibilidades. Al final de esta discusión, planteamos la falta de datos centralizados en Francia, lo que nos lleva a construir completamente dos bases de datos. En la sección 2, probamos la hipótesis del votante medio. Finalmente, en la sección 3 probamos la existencia de interacciones horizontales y la influencia de la proximidad de otros servicios recreativos y paisajísticos en la oferta local de espacios verdes.

Sección 1. ¿Cómo medir la provisión pública de espacios verdes?

Para probar las hipótesis del votante medio y las externalidades horizontales, primero debemos entender lo que las autoridades locales ofrecen a la población a través de espacios verdes. Los funcionarios locales elegidos no ofrecen un solo bien o servicio, sino un conjunto de servicios directos (usos recreativos, servicios paisajísticos, etc.) y servicios indirectos (servicios ecológicos, beneficios para la salud, etc.). Inmediatamente surgen dos preguntas: ¿cuál es la definición relevante del nivel de espacio verde? ¿Cómo medirlo?

1.1 La dificultad de medir el nivel de un bien público local

Existen varios métodos para medir el suministro de un bien público. Baudry (2005), Beckerich (2000), Hayes (1989) y Le Maux (2006) señalan que muy a menudo esa medida no es observable. Algunos indicadores pueden dar una aproximación. La mayor parte del trabajo empírico sobre bienes públicos locales utiliza el gasto per cápita como indicador: por ejemplo, Baudry et al. (2002) lo utilizan para gastos públicos municipales en Francia, Hanes (2002) para servicios de rescate en Suecia, Lundberg (2006) para servicios locales de ocio y culturales en Suecia y Solé-Ollé (2006) para gastos local en España. Algunos autores eligen otros indicadores: Murdoch et al. (1993) usan el gasto por acre para actividades de ocio en los Estados Unidos o Lundberg (2006) evalúa el gasto por km² para servicios locales de ocio y culturales en Suecia. Este trabajo no mide la demanda de bienes públicos sino solo el gasto público (Reiter y Weichenrieder, 2003). Cuando se utiliza el gasto público como indicador de la oferta de bienes públicos, se supone que las funciones de costo son las mismas de un municipio a otro.

Francia.-Angers.-Jardin des Plantes

Esta hipótesis es fuerte y difícilmente defendible (Rosen y Fullerton, 1977). De hecho, es probable que los precios de los factores de producción varíen entre las autoridades locales. Para los espacios verdes, el precio de la tierra, la accesibilidad a una cuenca de producción hortícola, etc., son factores que pueden variar los costos de producción. Además, los costos de mantenimiento varían según el tipo de espacio verde y las instalaciones propuestas. Además, los hogares no pueden saber qué es gastado por las comunas. Son más sensibles a las externalidades y servicios prestados por los bienes públicos locales. Ellos son los que contribuyen a su bienestar. Sin embargo, como señala Baudry (2005), es complejo medir el nivel de bien público realmente proporcionado. Esta pregunta es aún más fundamental ya que la elección y la calidad de los datos influyen en los resultados de los tratamientos econométricos. También destaca la crítica y la arbitrariedad de ciertas variables utilizadas en la literatura, como la tasa de criminalidad per cápita para reflejar el nivel de servicio prestado por la policía en los municipios estadounidenses. En nuestro caso, ¿cómo medimos la oferta de espacios verdes? Las personas no necesariamente esperan un nivel específico de gasto, sino más bien una cierta cantidad, accesibilidad y calidad de estos espacios. Por lo tanto, la oferta puede medirse mediante muchos indicadores. Como parte de nuestro trabajo, estos deben permitir la inferencia estadística. Los más fácilmente identificables son el gasto total, la inversión y el gasto operativo y las áreas asignadas a espacios verdes. A partir de estos datos, es posible construir varias relaciones: gasto por habitante, gasto por metro cuadrado de espacios verdes, la superficie por habitante y la superficie de espacios verdes expresada como un porcentaje de la superficie municipal (nosotros l ‘llamada’ tasa de espacios verdes ‘). Estos indicadores se relacionan con los recursos utilizados (presupuestos y áreas movilizadas). Proporcionan información sobre los recursos disponibles para producir los espacios verdes, pero no sobre la producción final del entorno de vida.

Asumir que los recursos utilizados están correlacionados linealmente con la producción de servicios no sería razonable. Esta dificultad está presente para otros bienes públicos: ¿el gasto en salud per cápita refleja el producto final, es decir, la salud de la población? ¿O el gasto por alumno refleja su nivel de educación? Obviamente, el indicador de gasto tiene sus limitaciones. Usarlo como un indicador del nivel de espacio verde no captura la extensión total del bien público ofrecido. Mientras que algunos autores, como Murdoch et al. (1993) sostienen que el gasto por m² refleja la calidad de los bienes públicos locales1, ciertas obras invalidan esta hipótesis para los espacios verdes: de acuerdo con En los resultados de un estudio realizado en el Reino Unido, no existe un vínculo directo entre el gasto en espacios verdes y su calidad (CABE, 2006)

Por lo tanto, el gasto no necesariamente refleja la calidad de los espacios verdes. Para los usuarios, esto puede estar relacionado con la accesibilidad, la estética, el paisajismo, las posibilidades recreativas, la seguridad, etc. (UNEPIPSOS, 2008). Como la calidad es subjetiva, es difícil de medir. Además, si consideramos el gasto en espacios verdes como un indicador de oferta, esto implica tácitamente que los presupuestos se gastan de manera eficiente o al menos de la misma manera, dependiendo de la ciudad. Sin embargo, no sabemos qué se gasta realmente en espacios verdes, ya que parte del gasto puede desperdiciarse o vincularse a un comportamiento burocrático. Asimismo, estos indicadores no tienen en cuenta la heterogeneidad de la provisión de espacios verdes dentro de una ciudad. Podemos ilustrar esto con el ejemplo de dos comunas A y B. La primera tiene un pequeño jardín botánico y un área de juegos infantiles. El segundo tiene dos grandes parques. El municipio A tiene gastos más altos que el municipio B para un área más pequeña de espacios verdes. En este caso, el aumento en el gasto no refleja necesariamente la calidad de los servicios ofrecidos por los espacios verdes porque aquellos en la comuna A requieren más mantenimiento (por metro cuadrado). El problema es similar si consideramos las áreas movilizadas para espacios verdes o la cantidad de empleados vinculados al servicio de espacios verdes. Estos indicadores tampoco reflejan la distribución de espacios verdes dentro de los municipios, al igual que no proporcionan información sobre el nivel de actividad observado dentro de estos espacios (como el número de eventos organizados o la asistencia) o satisfacción del usuario Por lo tanto, no reflejan todos los servicios ofrecidos, que son difíciles de cuantificar. Tenga en cuenta también que estos indicadores no nos permiten discutir la eficiencia (relación entre los recursos utilizados y la producción) o la efectividad (relación entre el estado inicial y el resultado) de la oferta de espacios verdes. Entonces se requeriría información sobre la fuerza laboral, insumos y satisfacción del usuario.

Francia.-Nantes.-Jardin des Plantes

También podríamos haber propuesto gastos totales o áreas en lugar de proporciones. Sin embargo, los municipios son unidades espaciales altamente heterogéneas en términos de su tamaño y estructura.

¿Podemos comparar el área total de espacios verdes (o gastos totales) de la ciudad de París con la de la ciudad de Saumur?

La heterogeneidad del tamaño implica que el orden de magnitud de este tipo de agregados será mayor cuanto mayor sea el tamaño de la unidad espacial (Jayet, 2001). De hecho, usar tarifas es más apropiado que usar agregados. Por las medidas que proponemos, corregimos el efecto del tamaño, a menudo ignorado en la literatura. Al final de esta discusión, parece difícil identificar un solo indicador preciso de la oferta pública de espacios verdes.

En general, la producción final de espacios verdes proporciona un ambiente de vida más agradable. Pero no podemos medirlo directamente ya que se refiere a situaciones muy diversas. En lugar de centrarnos en el indicador habitual del gasto per cápita, a menudo adoptado por defecto en la literatura sobre bienes públicos locales, buscamos probar diferentes medidas de la oferta de espacios verdes. Sin embargo, nuestras posibilidades dependen de la disponibilidad de datos.

1.2 Datos existentes sobre espacios verdes en Francia

Si bien las encuestas de opinión son recurrentes, hay poca información disponible sobre el suministro de espacios verdes en Francia. Varias encuestas han sido realizadas por diferentes organizaciones. Estos no son puntuales. Presentamos brevemente las pocas fuentes de información que hemos identificado. El INSEE realizó la encuesta de equipamiento urbano en 1994 de municipios urbanos (en el censo de 1990), pertenecientes a unidades urbanas con más de 3.000 habitantes (INSEE, 1995). La investigación consiste en interrogar a los municipios a través de una o más visitas de un investigador.

Francia.-Jardin des explorateurs.-Brest

Con respecto a los espacios verdes, se les preguntó a los municipios sobre su superficie en hectáreas el 1 de enero de 1994. La tipología adoptada es la siguiente: “espacio abierto a todos: parque, jardín, paseo marítimo, explanada ajardinada (incluida la zona boscosa), campo al aire libre vinculado a instalaciones deportivas, campo al aire libre vinculado a un recinto ferial, otro terreno al aire libre, madera y bosque “.

Entre los 62 municipios encuestados en la región de Pays de la Loire, 59 respondieron a la pregunta sobre espacios verdes (una tasa de respuesta del 95,1%). A partir de los datos publicados por INSEE, calculamos el área de espacio verde por habitante. Encontramos un promedio de 165 m² / habitante (mínimo: 7 m² / habitante; máximo: 3,522 m² / habitante; desviación estándar: 499).

Los resultados de esta encuesta revelan una fuerte heterogeneidad entre los municipios. La Agencia Regional para el Medio Ambiente de Midi-Pyrénées (2004) preguntó a 67 municipios con más de 5,000 habitantes acerca de su oferta de espacios verdes mantenidos. Solo 30 municipios respondieron. Proporcionan un promedio de 38 m² de espacios verdes por habitante. La base de datos CORINE Land Cover que ofrece el Instituto Francés del Medio Ambiente (Ifen) 3 proporciona un inventario de los tipos de uso del suelo para 38 países.

Sin embargo, las unidades con un área de menos de 25 hectáreas no están mapeadas. Incluso si hay una clase de “espacios verdes urbanos” en la nomenclatura, la superficie es cero para la mayoría de los municipios. Por esta razón, hemos determinado que no es apropiado usar esta fuente de información. Si bien la información cuantitativa es esencial para la investigación y para aquellos involucrados en la política de gestión de espacios verdes, la ley francesa no establece obligaciones declarativas para los municipios. Baudry (2005) también señala que no existe una contabilidad funcional que permita conocer la parte del gasto correspondiente a los diferentes bienes públicos locales, lo que obliga a los investigadores a trabajar en niveles de gasto agregados. los municipios deben transmitir sistemáticamente información sobre la gestión y el funcionamiento de los bienes públicos locales a un organismo o servicio estatal. Esto presupone la estandarización de una tipología de espacios verdes para poder comparar los municipios entre sí y analizar su evolución en el tiempo. Debido a la ausencia de datos centralizados, procedimos a construir nuestras propias bases de datos, mediante una encuesta de una muestra de municipios en la región de Pays de la Loire y mediante información para los municipios del área urbana de Angers en el departamento de Maine-et-Loire.

1.3 Presentación de los datos obtenidos por encuesta

1.3.1 Presentación de la encuesta

Hemos construido completamente una base de datos mediante una encuesta. Esto cubre municipios con más de 3.000 habitantes en la región de Pays de la Loire. Sus condiciones se presentan en detalle en el Apéndice 10. Presentamos el tema de la encuesta, la población de referencia y la elección del modo de recopilación de datos. La Tabla 20 proporciona una presentación resumida.

1.3.2 Presentación de la muestra

La Figura 23 muestra los municipios encuestados y los municipios de la muestra. La tasa de recolección, que define la relación entre el número de cuestionarios recibidos y el número de cuestionarios enviados, es de alrededor del 89%. La distribución de los municipios que responden está equilibrada entre los diferentes departamentos (ver Tabla 21). El departamento de Maine-et-Loire está sobrerrepresentado con una tasa de respuesta del 100%. La distribución espacial de los municipios de la muestra en el territorio es satisfactoria incluso si los principales municipios pertenecientes a grandes aglomeraciones no han respondido.

 

1.3.3 Análisis de datos

La información obtenida permite construir cuatro indicadores de la oferta de espacios verdes. Se presentan en la Tabla 221.

Las correlaciones entre los diferentes indicadores se presentan en la Tabla 23. El gasto por m² se correlaciona negativamente con el área por habitante. Esto podría ser el resultado de una compensación entre la superficie y el gasto o estar relacionado con la existencia de economías de escala en la producción de espacios verdes.

A partir de los datos de la encuesta, realizamos un análisis de factores múltiples (AFM) para comprender las características de las ciudades. Estudiamos las diferentes influencias posibles: económicas, demográficas y paisajísticas. Hacemos una distinción entre las características intrínsecas de las comunas, los servicios endógenos y los servicios exógenos1. Los detalles de la AFM se presentan en el Anexo 11.

Aquí presentamos los principales resultados:

  • (i) Variables económicas. Cuanto mayor sea el ingreso medio, mayor será la oferta de espacios verdes (gastos y áreas).
  • (ii) Variables demográficas. Encontramos una relación positiva entre el grado de urbanización y la provisión de espacios verdes. Los municipios más densos son aquellos que ofrecen la mayor cantidad de espacios verdes (gastos y áreas). Los municipios con una población joven tienden a gastar menos en espacios verdes.
  • (iii )Servicios endógenos. No puede destacarse ninguna relación entre el nivel de equipamiento1 de un municipio y la provisión de espacios verdes.
  • (iv) Amenidades exógenas. Los municipios costeros tienden a gastar más en espacios verdes, pero les asignan menos tierra.

Los municipios ubicados cerca del Loira tienen una mayor tasa de espacios verdes que la de otros municipios. Los municipios ubicados en cantones con altas proporciones de áreas destinadas a la agricultura ofrecen menos espacio verde. No existe un vínculo entre la provisión de espacios verdes y la proximidad de un parque natural regional. El análisis de los datos muestra que la densidad de población y el ingreso medio son las características que tienen el mayor impacto en la provisión de espacios verdes para los municipios.

Además, nuestro trabajo sugiere que las comodidades exógenas también ejercen una influencia que puede resaltar los posibles mecanismos de sustitución o complementariedad. Algunos de nuestros resultados son consistentes con los presentados por Ifen (1995). Según este estudio, no se observó ningún vínculo entre la presencia de espacios verdes y la presencia de servicios; Los barrios con una mayor proporción de niños menores de 14 años carecen de espacios verdes. Sin embargo, dado que la encuesta se basa en la autodeclaración de los municipios, puede haber un sesgo. Por lo tanto, proponemos la construcción de una segunda base de datos.

1.4 Presentación de los datos obtenidos por los sistemas de información geográfica

1.4.1 Presentación del método de extracción de datos

Aunque la encuesta nos proporciona un número relativamente alto de observaciones, es incompleta porque, por un lado, incluye faltan observaciones y, por otro lado, la definición de espacios verdes no es uniforme entre los diferentes municipios de la muestra. Por lo tanto, nosotros ofrecer una alternativa construyendo una base de datos de Sistemas de Información Geográfica (SIG). Usamos el mapa de uso del suelo obtenido de la Agencia de Planificación Urbana de Angers (AURA) . El mapa es el resultado de la fotointerpretación de imágenes de satélite y ortofotos del año 2005. Tiene tres niveles de información. El nivel más detallado contiene 34 tipos de uso del suelo, incluido el tipo de “espacios verdes” (parques y jardines). El mapa cubre 93 municipios en el área urbana de Angers y en el esquema de coherencia territorial de Pays Loire Angers (ver Figura 24). La lista de municipios se presenta en el Apéndice 12. La ubicación de los espacios verdes se presenta en la Figura 25. Su área se extrajo del mapa utilizando el software ArcGis 9.2. La tipología de espacios verdes adoptada por AURA incluye parques públicos y jardines. El uso de SIG tiene tres ventajas sobre la encuesta: tenemos información para todos los municipios en el área de estudio; La tipología de los espacios verdes es uniforme. Se observan las áreas, a diferencia de la encuesta, por lo que puede haber un sesgo en las respuestas obtenidas.

1.4.2 Presentación de los indicadores obtenidos

Los indicadores construidos a partir de las áreas extraídas de los SIG se presentan en la Tabla 24. Revelan una fuerte disparidad entre los municipios.

Nota: los datos sobre el número de habitantes provienen del censo INSEE de 1999.

1.5 Comparación de los datos obtenidos

La falta de datos centralizados sobre la oferta pública de espacios verdes en Francia constituye un problema para el investigación empírica En ausencia de datos, no es posible realizar un análisis empírico de las políticas de espacios verdes. Las encuestas de opinión no son una fuente suficiente de información. Estamos tratando de llenar este vacío creando dos bases de datos, una a través de una encuesta y otra a través de sistemas de información geográfica. Estos datos nos permitirán probar nuestras hipótesis. Su análisis preliminar revela la existencia de una fuerte heterogeneidad entre las comunas, lo que justifica que uno se pregunte sobre las fuentes de esta última.

Sin embargo, observamos que los promedios obtenidos para los indicadores de área son más bajos para los datos obtenidos a través de SIG que los obtenidos a través de la encuesta. Una razón sería que la tipología de los espacios verdes es más amplia en este último. Para las 15 ciudades, comunes a las dos muestras, las áreas obtenidas por encuesta son en promedio 3.5 veces más grandes que las obtenidas por GIS. En vista de estas cifras, debemos seguir siendo críticos con las comparaciones entre ciudades. Como hemos explicado, los indicadores retenidos para las áreas de espacios verdes no están claramente definidos. En particular, los datos obtenidos por la encuesta plantean un problema. Según el informe de la Inspección General del Medio Ambiente (2005, pp. 10) “las ciudades que entendieron bien el interés de tales clasificaciones para establecer su notoriedad y resaltar su atractivo, tienden a evaluar en exceso ciertos datos. El ejemplo de los espacios verdes es significativo a este respecto: algunas ciudades no dudan en incluir hectáreas de cementerios, las “superficies” de los árboles de alineación … “.

Sección 2. Análisis empírico del modelo de votante mediano

Prueba en municipios de la región de Pays de la Loire Estamos probando la hipótesis del votante mediano con una muestra de 161 municipios franceses pertenecientes a la región de Pays de la Loire. Los datos utilizados son los obtenidos de la encuesta presentada anteriormente, la primera base de datos. Se prueban diferentes especificaciones para la provisión de espacios verdes, diferenciando los gastos operativos y las superficies. Finalmente, para comparar las especificaciones alternativas de ingresos y precios de impuestos utilizados en el modelo de votante mediano, estamos implementando pruebas para modelos no anidados

Francia..-_Loire Atlantique.-Jardin Chateau_d_Amboise
Francia..-_Loire Atlantique.-Château de Sully sur Loire

2.1 Recordatorio del modelo teórico

El modelo de votante mediano indica que, bajo las hipótesis de preferencias unimodales y voto mayoritario, la cantidad de bien público local ofrecido es igual a la demanda del votante mediano. El modelo explica el nivel de bien público por el ingreso y el precio medios del impuesto. Los tomadores de decisiones locales maximizan la utilidad del votante medio. La función de utilidad de este último, en la comuna i, es continua, estrictamente creciente y estrictamente casi cóncava.

Está dado por: (,,) i i U = U x z v (8.1) con i x un bien privado compuesto (efectivo), i z la provisión de espacios verdes y i v un vector de características del municipio i. Los ingresos se pueden utilizar para adquirir propiedad privada o un Unidad de espacio verde adicional. Asumimos que los espacios verdes no están sujetos a externalidades de congestión o externalidades de desbordamiento.

La función de utilidad se maximiza bajo la siguiente restricción presupuestaria:

i i M = x + t z (8.2)

Con Mi el ingreso del votante mediano y i la tasa impositiva necesaria para financiar el bien público local. Las condiciones de primer orden permiten identificar una función de demanda expresada de acuerdo con las variables explicativas del modelo:

(,,) * iiiiz = zt M v (8.3)

2.2 Variables del modelo

2.2.1 Variable dependiente

Como señala Hayes (1989) , la mayoría de los autores utilizan el indicador de gasto per cápita por falta de acceso a otra información, ya que las otras medidas del nivel de bien público local a menudo no son observables. Nuestra encuesta nos permite probar y discutir varios indicadores de la provisión pública de espacios verdes. Las diferentes variables que indican el nivel de espacio verde y sus estadísticas descriptivas son las de la tabla 23 presentada anteriormente.

Francia.-Nantes.-Folies Siffait.-a

2.2.2 Variables explicativas estándar

La literatura sobre el modelo de votante medio retiene cuatro variables generalmente probadas a partir del trabajo fundador de Borcherding y Deacon (1972) y Bergstrom y Goodman (1973). Se presentan en la Tabla 25 y sus estadísticas descriptivas en la Tabla 26. Las variables y sus efectos teóricos esperados son los siguientes:

  • (I)La población local. Podemos esperar dos efectos teóricos inversos. El primero es un efecto negativo. Si la población aumenta, entonces aumentan las necesidades en términos de vivienda, escuelas, transporte … Esto alienta a los funcionarios electos a modificar la asignación de espacio y posiblemente reducir las áreas o gastos para espacios verdes. El segundo es positivo: o el aumento de la población y, en consecuencia, el de los ingresos fiscales locales permiten a los municipios aumentar el gasto público local, o los funcionarios electos locales deciden llevar a cabo una política para apoyar la urbanización mediante la creación de espacios verdes para compensar las molestias urbanas.
  • (ii) Los ingresos del votante medio. La elección de la variable plantea la cuestión de identificar al votante medio. Bergstrom y Goodman (1973) muestran que el votante medio es el votante con el ingreso medio1. Otros creen que debería demostrarse empíricamente que el ingreso medio es más alto que otras medidas como el ingreso promedio (Aronsson y Wikström, 1996; Mathis y Zech, 1986; Romer y Rosenthal, 1979). Por lo tanto, probamos el ingreso medio y el ingreso promedio por persona. Dependiendo de la elasticidad del ingreso, el bien es normal, más bajo o alto. Esta pregunta no tiene respuesta teórica. Siguiendo la curva ambiental de Kuznets, un concepto desarrollado por Grossman y Krueger (1993), podemos esperar un efecto de ingreso positivo: las personas buscan un mejor ambiente de vida una vez que se satisfacen sus necesidades primarias. Sin embargo, los individuos pueden alejarse de los espacios verdes públicos en favor de bienes privados sustitutos. Además, la acción pública a favor de las categorías sociales menos favorecidas (por ejemplo, una política urbana que consistiría en crear parques en vecindarios con una alta proporción de viviendas de bajo costo) puede justificar la obtención de una elasticidad de ingreso negativa.
  • (iii) El precio del impuesto. Representa el precio pagado por cada individuo por los bienes públicos. En otras palabras, es el costo marginal de una unidad adicional del bien.

La especificación es una cuestión empírica (Hayes, 1989) y su identificación es sin duda el problema más difícil del modelo. Este problema aún no se ha resuelto por completo en la literatura (Reiter y Weichenrieder, 2003).

Hay varias hipótesis sobre su especificación, hipótesis que conducen a diversas interpretaciones. Algunos autores sostienen que el precio del impuesto es la parte impositiva del votante medio (Bergstrom y Goodman, 1973; Edwards, 1986). Asumen que el votante mediano no tiene conocimiento del costo marginal de producir bienes públicos locales (Hayes, 1989). Otros sostienen que el costo marginal de un bien público local también se comparte entre las personas. En tales casos, el votante medio es el votante promedio (Borcherding y Deacon, 1972). Para otros, el precio del impuesto es el producto de la parte impositiva del votante medio y el costo marginal de producir el bien público local (Deacon, 1977; Inman, 1979). Además, la especificación del precio del impuesto debe ser diferente dependiendo de cada sistema tributario (Derycke y Gilbert, 1988). Estamos probando dos especificaciones.

El primero (T1) es el reverso de la población. Cada individuo anuncia su elección de bien público local, cree que este anuncio determinará el nivel de bien público y que el costo se distribuirá equitativamente entre los habitantes (Bergstrom y Goodman, 1973; Dudley y Montmarquette, 1981; Murdoch et al., 1993).

El segundo (T2) es bbm /, es decir, la relación del potencial fiscal del impuesto a la vivienda del municipio y el potencial fiscal total del municipio (Baudry et al., 2002; Le Maux, 2006 ). Con base en la teoría económica, esperamos que el coeficiente asociado con el precio del impuesto sea negativo.

  • (iv) Asignaciones operativas globales. Suponemos que el votante medio tiene una percepción de sus ingresos y los ingresos adicionales recibidos por su municipio de residencia del subsidio. Esperamos que los subsidios tengan un efecto positivo en el gasto público local. La literatura sobre becas es abundante. Tienen tres efectos principales. El primero es que contribuyen a la implementación de nuevos proyectos. El segundo es que permiten el mantenimiento de proyectos existentes. El tercero es un efecto de doble sustitución entre recursos finales (subvenciones) e ingresos temporales (préstamos) y entre subvenciones e impuestos (Derycke y Gilbert, 1988)

2.3 Modelo econométrico

En el modelo econométrico, estimamos la función (8.3) mediante el método 2 de mínimos cuadrados ordinarios (MCO). La ecuación estimada es la siguiente: Y = Xβ + ε (8.4) donde Y representa la variable a explicar (el nivel de espacios verdes), X es un vector de variables explicativas, β es un vector de coeficientes a estimar y ε Es el término de error

Además, queremos probar diferentes especificaciones para el modelo de votante mediano (ver Tabla 27). Existe un debate en la literatura sobre la especificación de la renta media y el precio del impuesto. Dada la falta de argumentos teóricos a favor de una variable u otra, algunos estudios sugieren probar empíricamente los modelos entre sí mediante una prueba J o una prueba de Cox (Ahmed y Greene, 2000; Turnbull y Djoundourian, 1994; Turnbull y Mitias, 1995). Este trabajo enfrenta diferentes especificaciones del votante decisivo, pero los resultados no nos permiten concluir inequívocamente. Como los modelos no están anidados, utilizamos estas pruebas clásicas que permiten la comparación de dos modelos lineales

2.4 Resultados

2.4.1 Rendimiento del modelo según la variable dependiente

El modelo de votante medio no explica los niveles de gasto (Dep / hab y Dep / m²) y el área por habitante (Sup / hab), Los coeficientes de determinación ajustados son muy bajos (véase el apéndice 13). La mayoría de los estudios utilizan el gasto per cápita como indicador de la provisión de bienes públicos locales. El uso de esta variable no es cuestionado ni discutido. Sin embargo, cuando un municipio proporciona un bien público local, podemos sospechar que los usuarios valoran más la accesibilidad, la calidad, la diversidad … que el nivel de gasto. Como resultado, las medidas de gasto pueden no ser apropiadas, lo que podría explicar por qué el modelo es más eficiente para la tasa de espacios verdes (tasa EV). Sin embargo, estos resultados deben considerarse con precaución. Pueden deberse a la calidad de la base de datos y / o el área de estudio.

Además, la mayoría de los trabajos que prueban la hipótesis del votante mediano para parques y recreación no tienen en cuenta el efecto del tamaño y usan el gasto como la variable dependiente; lo que podría explicar por qué nuestros resultados de gastos no convergen con los de la literatura existente presentada en la sección 1 del capítulo 7. Para la tasa de EV variable, el modelo explica del 23 al 34% de la varianza (véase la tabla 28) 1) Como muestra la Tabla 29, la variable de ingreso (media y mediana) tiene un coeficiente positivo y significativo en todos los modelos. Encontramos coeficientes negativos y significativos cuando el precio del impuesto es el inverso de la población (T1) en los modelos A y C. En los modelos B y D, el hecho de que el precio del impuesto (T2) no sea significativo puede ser vinculada a un problema de medición, esta variable se utiliza a menudo para explicar el gasto local agregado. El coeficiente de la variable de concesión (G) no es significativo en ningún modelo. Para determinar las medidas de ingresos apropiadas, realizamos la prueba J y la prueba de Cox para comparar los modelos A, B, C y D para la variable de tasa EV (ver apéndice 15). No rechazamos las medidas de ingresos. Sin embargo, los modelos que usan el ingreso medio proporcionan mejores resultados que los modelos que usan el ingreso promedio.

2.4.2 Discusión

Nuestro objetivo es verificar la validez del modelo de votante mediano para espacios verdes en nuestra área de estudio, ya que no se han realizado pruebas en Francia para estos servicios. El trabajo existente sobre gasto en parques y recreación utiliza el gasto total como la variable dependiente. Este trabajo valida la hipótesis del votante medio con altos coeficientes de determinación (R²). Sin embargo, no tienen en cuenta el efecto de tamaño1. Schläpfer (2007) ofrece una prueba del modelo de votante medio para el gasto por hectárea de área agrícola como parte de las medidas agroambientales en Suiza. Por lo tanto, controla el efecto de tamaño. Introduce las variables clásicas de ingreso medio / promedio, precio de impuestos y población. El cree varios modelos y encuentran bajo R² (entre 0.017 y 0.389) en comparación con la literatura existente sobre el votante mediano presentada en la sección 1 del capítulo 7. También debemos interpretar nuestros resultados con precaución. Incluso si mantenemos la misma especificación que otros trabajos, el período considerado y los contextos institucionales y políticos son diferentes según los estudios. Derycke y Gilbert (1988) evocan el “sesgo de país” que no permite la comparación directa de los resultados obtenidos en diferentes países.

¿Podemos, a la luz de estas pruebas, afirmar que los espacios verdes son bienes superiores o no?

Los resultados obtenidos no son lo suficientemente convincentes como para decidir, en particular el hecho de que el modelo no explica el nivel de gasto. El modelo de votante medio parece apropiado para explicar la tasa de espacios verdes.

Jardin du Conservatoire Botanique National- de-Brest
Jardin du Conservatoire Botanique National- de-Brest

¿Cuál es la consecuencia de nuestro resultado en términos de optimización?

La elección de maximizar la demanda del votante medio es solo el segundo mejor óptimo. Si todos los individuos tienen preferencias idénticas, entonces todos son votantes medianos y, por lo tanto, se alcanzaría el primer mejor óptimo. Pero este caso parece poco realista. Por lo tanto, el nivel de espacio verde dictado a la comunidad por el votante mediano no coincide necesariamente con la asignación óptima. Esto depende en particular de la distribución del ingreso. Considere el siguiente caso: todos los votantes reciben la misma porción de espacio verde (1 / N). El municipio se caracteriza por una alta proporción de residentes con bajos ingresos y el impuesto es proporcional al mismo. El ingreso medio es, por lo tanto, más bajo que el ingreso promedio. El precio medio del impuesto es bajo si consideramos que el beneficio de los espacios verdes es 1 / N. En tal situación, el votante medio exige más espacio verde que la situación óptima (Derycke y Gilbert, 1988). Esto es consistente con el hecho de que el político para maximizar la utilidad del votante mediano no busca la situación óptima sino su reelección.

En conclusión, incluso si el modelo de votante medio se basa en suposiciones fuertes, existen muchas aplicaciones. Esto se explica por la simplicidad de la usabilidad de sus predicciones y el número limitado de variables requeridas. Nuestra prueba invalida la hipótesis del votante medio para los gastos operativos (por m² y per cápita). Por otro lado, los coeficientes obtenidos para la tasa de espacios verdes convergen con los obtenidos en la literatura. Pero nuestros resultados no son directamente comparables con estos porque se relacionan con el gasto. Además, no podemos comparar nuestros resultados con los de la literatura francesa, ya que las pruebas existentes se refieren al gasto municipal total (por ejemplo, Baudry et al., 2002) o al gasto en diversos bienes públicos ofrecidos por los departamentos ( por ejemplo, Le Maux, 2006). Para validar nuestros resultados, sería necesario poder probar el modelo en otras áreas de estudio. Además, los datos sobre gastos de inversión y sobre la evolución de los gastos y las áreas a lo largo del tiempo enriquecerían nuestro análisis. El modelo de votante medio postula un objetivo de reelección para los funcionarios electos y un papel decisivo para la función de demanda pseudo-mediana. Como señala Guengant (2001), ningún modelo existente permite un análisis satisfactorio y completo de la oferta de bienes públicos locales.

Además, el modelo de votante medio se basa en el supuesto de que los municipios toman sus decisiones de forma aislada sin tener en cuenta el entorno político, económico y paisajístico. En la siguiente sección, integramos estos aspectos.

Sección 3. Pruebas de la hipótesis de las externalidades horizontales

En el capítulo 4 vimos que la existencia de interacciones horizontales entre municipios puede encontrar su origen en dos campos teóricos: la competencia fiscal y la competencia política en comparación. Como señalamos en la sección 2 del capítulo 7, el análisis de estos fenómenos está cada vez más extendido a través del estudio de los impuestos. Las pruebas de bienes públicos locales aún son escasas, especialmente en Francia. Pero podemos sospechar que estos bienes públicos locales son variables estratégicas de la misma manera que los impuestos, ya sea para la elección de ubicación residencial o la votación. En los capítulos 5 y 6, hemos demostrado que los hogares tienen en cuenta los espacios verdes en su elección de ubicación residencial. Los hogares buscan proximidad a los espacios verdes. Por lo tanto, podemos sospechar que la política de gestión de estos espacios también influye en su voto. Por esta razón, creemos que el espacio estratégico de los representantes locales elegidos no puede reducirse a impuestos, como también señala Fréret (2008). Algunos estudios empíricos han demostrado la existencia de interacciones horizontales para el suministro de bienes públicos locales (Murdoch et al., 1993, para los Estados Unidos; Hanes, 2002, para Suecia; Lundberg, 2006, para Suecia; Sollé-Olé, 2006, para España). Por lo tanto, en esta sección, proponemos probar la hipótesis de las interacciones horizontales para la provisión de espacios verdes para los municipios. Con base en dos muestras (69 municipios en el departamento de Loire-Atlantique y 93 municipios en el departamento de Maine-et-Loire), mostramos, usando técnicas de regresión espacial, que existe una dependencia entre la oferta de espacios verdes en un municipio y los municipios circundantes, teniendo en cuenta una serie de factores exógenos para explicar la oferta de espacios verdes.

Nantes Loire Atlantique

3.1 Recordatorio del modelo teórico y presentación del modelo econométrico

Expresamos la provisión de espacios verdes con un modelo de bien público local. Suponemos que los funcionarios electos locales maximizan la utilidad Ui del votante medio:

(,,,,) i j i U = U x z e v (8.5)

con ix un bien privado compuesto (efectivo), iz la oferta de espacios verdes en el municipio i, jz la oferta de espacios verdes en los otros municipios j, es decir, un vector de servicios yv un vector de características del municipio yo. El ingreso exógeno se puede utilizar para comprar el bien privado o financiar espacios verdes adicionales. La maximización de la utilidad está sujeta a la siguiente restricción presupuestaria lineal:

i i M = x + t z (8.6) con Mi

el ingreso del votante mediano y i la tasa impositiva necesaria para financiar el bien público local. Las condiciones de primer orden conducen a expresar la oferta de espacios verdes de acuerdo con las siguientes variables explicativas: (,,,,)

* iiijiiz = zt M zev (8.7)

El signo de ij ∂z ∂z * indica si los espacios los verdes son sustitutos entre municipios o no. Si la derivada es positiva, los espacios verdes son bienes complementarios entre los municipios, de lo contrario son sustitutos y los municipios actúan como polizones. El modelo implica que la provisión de espacios verdes en un municipio j afecta la utilidad del votante mediano en el municipio i. La ecuación (8.7) representa una función de reacción porque vincula las elecciones de la variable z de cada municipio con sus características y con las elecciones de los otros municipios. El enfoque empírico consiste en estimar esta función en la siguiente forma matricial y = ρWy + Xβ + ε (8.8) donde y es el vector de dimensión N × 1 de la variable dependiente (la provisión de espacios verdes)

, N es el número de municipios, ρ es el parámetro a estimar que indica la intensidad de interacciones espaciales, W es la matriz de dimensión N × N que representa las relaciones de distancia entre los municipios, Wy es el vector de dimensión N × 1 de las variables desplazadas espacialmente1, X es la matriz de dimensión N × k de las variables explicativas que describen características de las ciudades, k es el número de variables explicativas, β es el vector de dimensión k × 1 de los coeficientes a estimar, y ε un vector de dimensión N × 1 de los errores con

E (ε) = 0 y E (εε) ‘ = σ ² I.

Francia insolita.-Folies Siffait

La estimación de esta función plantea tres problemas econométricos: la endogeneidad de la variable y, la existencia potencial de un error espacial y una posible correlación entre las variables explicativas X y el término de error.

  • La endogeneidad de y. Debido a las interacciones estratégicas, las elecciones de los diferentes municipios se hacen simultáneamente. Por lo tanto, la variable y, en el lado derecho de la ecuación (8.8) no es exógena. Por lo tanto, la estimación por OLS proporciona coeficientes sesgados, lo que requiere la implementación de un método de estimación alternativo. La literatura sugiere dos métodos: el primero es la estimación de máxima verosimilitud, utilizada por ejemplo por Case et al. (1993), Murdoch y col. (1993), Hanes (2002) o Lundberg (2006). El segundo es el método de variables instrumentales, utilizado por ejemplo por Fredriksson y Millimet (2000) o Revelli (2001).
  • (ii) La existencia potencial de un error espacial. La presencia de un error espacial implica que el término de error incluye variables omitidas espacialmente correlacionadas. Brueckner (2003) ilustra este problema de la siguiente manera: y representa el área de parques en municipio y se supone que esta área se correlaciona negativamente con la presencia de servicios como la costa o las montañas.

Estas comodidades ofrecen servicios recreativos; de hecho, un municipio que se beneficie de estos servicios no necesita invertir en parques. Si estos servicios no están incluidos en el modelo, es probable que formen parte del término de error. Estas características geográficas principales están correlacionadas espacialmente, ya que su presencia (o viceversa, su ausencia) en un municipio implica su presencia (o viceversa, su ausencia) en municipios vecinos. Esta correlación crea una dependencia espacial en el término de error. Cuando no se tiene en cuenta la autocorrelación espacial de errores, los resultados de las estimaciones pueden estar sesgados: las estimaciones pueden sugerir la existencia de interacciones estratégicas cuando, en realidad, la oferta de parques sería más El hecho de una dependencia espacial de los errores. Este problema puede abordarse mediante la máxima probabilidad o el método de la variable instrumental.

  • (iii) La correlación entre X y el término de error ε. Si las características de un municipio están correlacionadas con el término de error, entonces los MCO proporcionan coeficientes no convergentes. Aun siguiendo el ejemplo de Brueckner (2003) sobre el caso de los parques, supongamos que los hogares ricos expresan una alta demanda de ciertos atributos del paisaje, como la costa. Elegirán vivir en los municipios que ofrecen este servicio. Esto da como resultado una correlación negativa entre los ingresos del municipio, el elemento de X y el término de error. Como resultado, el coeficiente asociado con la variable de ingreso puede estar sesgado, al igual que los coeficientes de las otras variables. Esta pregunta rara vez se trata en la literatura sobre interacciones estratégicas porque a menudo no es posible encontrar los instrumentos necesarios. En nuestra aplicación, los dos primeros problemas se abordan utilizando las técnicas de econometría espacial. Estos se presentan en el Anexo 16. Como no tenemos los instrumentos necesarios, no nos ocupamos del tercer problema.

3.2 Prueba en los municipios del departamento de Loire-Atlantique

Los datos se extraen de la base de datos obtenida a través de la encuesta presentada anteriormente. Elegimos Loire-Atlantique porque es el departamento para el que tenemos más observaciones. De los 77 municipios con más de 3,000 habitantes, tenemos información para 69 municipios (ver Figura 26). La lista de municipios se presenta en el Anexo 10 (departamento 44 )

3.2.1 Variables del modelo

3.2.1.2 Variable explicada

Probamos el modelo para las cuatro variables dependientes presentadas en la tabla 29.

3.2.1.3 Variables explicativas

La ecuación de la demanda de espacios verdes (8.7) generalmente introduce el ingreso y el precio del impuesto como factores explicativos de la oferta pública local de estos espacios. La variable de ingreso medio se usa para determinar si los espacios verdes son bienes normales, lo que se traduce en una elasticidad de ingreso positiva. La variable del precio del impuesto es una aproximación del gasto local a cargo de los hogares. Como explicamos en la prueba empírica del modelo de votante mediano, puede tomar diferentes formas. Aquí usamos la población inversa como una aproximación. Esta elección está motivada por los resultados obtenidos en la sección anterior. El estudio de las características de la provisión de espacios verdes mediante el análisis factorial presentado en el Anexo 11 nos lleva a introducir un cierto número de variables demográficas. Y paisajes que probablemente influyan en la provisión de espacios verdes. Las variables introducidas son:

  • (i )El porcentaje de personas mayores de 60 años en la población total del municipio (Población 60).
  • (ii) La proximidad del Loira (Loire). El Loire ofrece comodidades ajardinadas que pueden ser un sustituto de los espacios verdes. Esta variable indicadora toma el valor 1 si un municipio está ubicado a orillas del Loira, 0 en caso contrario.
  • (iii) La proximidad del Océano Atlántico (costa). La costa también ofrece servicios paisajísticos que pueden reemplazar los espacios verdes. Esta variable indicadora toma el valor 1 si un municipio es costero, 0 de lo contrario.
  • (iv) La proporción de superficies de césped en el cantón al que pertenece el municipio (superficies de césped). Esta variable nos permite capturar posibles efectos de sustitución entre espacios verdes y servicios rurales.
  • (v) La proporción de viñedos en el cantón al que pertenece el municipio (Vignes). Esta variable también nos permite capturar posibles efectos de sustitución entre espacios verdes y servicios rurales. Las estadísticas descriptivas de las variables explicativas del modelo final se presentan en la Tabla 30

3.2.1.4 Matrices de peso

3.2.1 a partir de las distancias entre los municipios

especificamos seis matrices de diferentes pesos (véase la tabla 31). La definición del vecindario se basa en la distancia euclidiana en metros (distancia en línea recta), el tiempo de viaje en horas de menor actividad en minutos y el tiempo de viaje en horas completas en minutos3. Las distancias se calculan entre los ayuntamientos de los municipios4. No construimos una matriz de contigüidad porque algunos municipios que pertenecen a la muestra no tienen vecinos. Consideramos dos casos: α = 1 y α = 2 con α ij W = / 1 d. Las matrices están estandarizadas

3.2.2 Pruebas sobre la naturaleza de la dependencia espacial

3.2.2.1 Prueba de Moran global

En la tabla 33, se presenta la prueba de Moran global para cada variable dependiente y cada matriz de peso. Permite detectar o no la existencia de una dependencia espacial entre la oferta de espacios verdes de un municipio i y la de sus vecinos. La expectativa de la estadística I es E (I) = – 0.014

La hipótesis nula de ausencia de autocorrelación espacial se rechaza para las variables Velocidad EV y Dep / hab para cada matriz de peso. Para estas variables, la provisión de espacios verdes entre un municipio está correlacionada. La hipótesis nula de ausencia de autocorrelación espacial no puede rechazarse para las variables Sup / hab y Dep / m². Para este último, la provisión de espacios verdes para una comuna  no está correlacionada con la provisión de una comuna  independientemente de la definición del vecindario. Por lo tanto, los municipios vecinos de un municipio con una alta tasa de espacio verde o un alto nivel de gasto per cápita también tienen una alta tasa de espacio verde o un alto nivel de gasto per cápita. Sin embargo, la prueba global de Moran no tiene en cuenta ninguna variable explicativa. La dependencia espacial que observamos puede ser el resultado de variables explicativas espacialmente correlacionadas e influir en la oferta de espacios verdes. Además, esta prueba no indica la forma de dependencia espacial. Esto puede deberse a interacciones estratégicas o factores exógenos. En esta etapa, parece justificado continuar probando la naturaleza de la dependencia espacial. Esto debería permitir verificar la hipótesis de las interacciones horizontales y cuantificarlas.

3.2.2.2 Comportamiento de los municipios bajo el supuesto de que no hay interacciones horizontales

Presentamos los resultados de las estimaciones bajo el supuesto de que no hay interacciones horizontales. El modelo inicial es un modelo lineal clásico: y = Xβ + ε (8.9) Hay 69 observaciones. y es el vector de dimensión N × 1 de la variable dependiente, X es la matriz de dimensión N × k de las variables explicativas, β es el vector de dimensión k × 1 de los coeficientes a estimar y ε un vector de dimensión N × 1 de la variable errores con E (ε) = 0 y E (εε) ‘= σ ² I. El modelo se estima mediante el método MCO. Los resultados se presentan en la Tabla 34.

El modelo estimado explica el 46% de la variación en el nivel de espacio verde para la variable de tasa EV. El ingreso medio no es significativo. El precio del impuesto tiene un coeficiente negativo y significativo en el umbral del 1%. La proporción de personas mayores influye positivamente en la provisión de espacios verdes. En cuanto a los servicios paisajísticos, la proximidad del Loira tiene un efecto positivo en la demanda de espacios verdes, mientras que la costa y los pastizales tienen un efecto negativo. El coeficiente asociado con la variable Vines no es significativo. La estimación anterior revela que el modelo elegido para explicar la provisión de espacios verdes es relativamente satisfactorio. Esta observación ya no es válida para el gasto por habitante (Dep / hab). El modelo explica el 21% de la variación en el gasto per cápita. Solo los coeficientes asociado

Las variables Renta media, Población 60 y Zonas de pastizales son significativas en los umbrales 1%, 1% y 5%. 3.2.2.3 Forma de dependencia espacial Ahora planteamos la hipótesis de la ausencia de interacciones espaciales. Estimamos el modelo al incluir la dimensión espacial. La prueba global de Moran presentada anteriormente (ver Tabla 33) sugiere que no podemos rechazar la hipótesis de la ausencia de una dependencia espacial entre la provisión de espacios verdes para un municipio y la de sus vecinos para las variables dependientes. EV y Dep / hab tasa. Ahora necesitamos definir la forma de dependencia espacial usando las pruebas de multiplicador de Lagrange. Se realizan para las dos variables y las seis matrices de peso. Nos permiten probar la dependencia espacial para un modelo con variable endógena compensada o un modelo con errores auto correlacionados. Los resultados se presentan en las Tablas 35 y 36.

Los resultados obtenidos para la variable de gasto por habitante (Dep / hab) nos llevan a rechazar los dos tipos de dependencia espacial independientemente de la matriz de peso. Ninguna de las pruebas de LM es significativa, sea cual sea la forma de dependencia espacial probada. Por lo tanto, no es relevante introducir dependencia espacial para el gasto per cápita. Los OLS proporcionan estimadores imparciales y convergentes.

Francia.-Loire-Atlantique.-Chateau-du-Pin-J.Moreau_red

Dados estos resultados, ahora nos enfocamos en la variable de tasa EV. Los dos tipos de dependencia espacial son significativos. Sin embargo, solo la dependencia espacial a través de una variable endógena compensada es significativa sea cual sea la matriz de peso utilizada. Las matrices de peso W1, W4 y W6 no permiten una elección clara de la forma adoptada por la dependencia espacial. Más precisamente, para estas matrices, las pruebas LM y RLM son significativas para las dos formas de dependencia espacial. Por otro lado, cuando la vecindad se define por las matrices de peso W2, W3 y W5, se retiene el modelo con variable endógena desplazada. Para la matriz W3 y W5, la prueba LM es suficiente para seleccionar el modelo relevante, las pruebas no son significativas para el modelo con errores auto correlacionados. Para la matriz W2, la prueba RLM permite elegir el modelo con variable endógena compensada.

En conclusión, conservamos el modelo de variable endógena rezagada para la variable de tasa EV. Las pruebas multiplicadoras de Lagrange están a su favor para tres matrices de peso. Además, para las otras tres matrices de peso para las que sigue habiendo incertidumbre, la importancia de las pruebas para el modelo con variable endógena compensada es, sin embargo, mejor que para el modelo con errores auto correlacionados. Podemos cuestionar la ambigüedad de los resultados para ciertas matrices de peso. La elección del modelo variable endógeno desplazado en la segunda muestra debe confirmarse o invalidarse.

3.2.2.4 Magnitud de las interacciones horizontales

Estimamos el siguiente modelo de variable endógena de desplazamiento: y = ρWy + Xβ + ε (8.10) donde y es el vector de la variable dependiente (el nivel de espacios verdes), ρ es el parámetro para Estimación que indica la intensidad de las interacciones espaciales, Wy es el vector de variables desplazadas espacialmente, X es la matriz de variables explicativas que describe las características de las ciudades, β es el vector de los coeficientes a estimar y ε es un vector de errores con E (ε ) = 0 y E (εε) ‘= σ ² I. Los resultados se presentan en la Tabla 37. Primero, debe enfatizarse que la introducción de la dimensión espacial en el modelo no cambia fundamentalmente los resultados. El coeficiente del parámetro ρ es positivo y significativo en el umbral del 1%, independientemente de la matriz de peso considerada. La máxima probabilidad se obtiene para la matriz W2 (inversa del cuadrado de la distancia euclidiana). Además, los diferentes valores de ρ son cercanos, lo que confirma la solidez de los resultados. Si consideramos los resultados obtenidos con la matriz de peso W2,

Conclusión del capítulo

La existencia de asimetrías de información entre funcionarios electos y votantes es, como la movilidad de las bases impositivas, una fuente de competencia entre municipios. La competencia entre municipios se refleja en la existencia de un comportamiento estratégico. Revelan la voluntad de los funcionarios electos locales de ser reelegidos (satisfacción de la solicitud del votante mediano, competencia política en comparación) o de limitar la pérdida de bases imponibles (competencia fiscal). La literatura dedicada a las elecciones públicas locales es cada vez más prolífica, especialmente en materia de impuestos.

Este trabajo generalmente concluye que hay interacciones estratégicas. Por otro lado, pocas obras intentan aprehender la existencia de estas interacciones para el suministro de bienes públicos locales y menos aún para espacios verdes, aunque constituyen una parte importante del gasto municipal. Por lo tanto, este capítulo estudia la validez del modelo estándar del votante mediano y la existencia de interacciones horizontales para la provisión local de espacios verdes. Para hacer esto, se estima un modelo del votante medio para diferentes especificaciones del nivel de espacio verde. Para obtener esta información, fue necesaria una investigación. Posteriormente, se introdujo la dependencia espacial. Como la calidad de los datos obtenidos a través de la encuesta es cuestionable, también probamos la dependencia espacial de los datos obtenidos por un sistema de información geográfica. Se pueden aprender varias lecciones. El examen del modelo de votante mediano revela que no es suficiente explicar las opciones públicas locales para el espacio verde. Esta prueba es la primera en datos franceses, no podemos generalizarla. Las estimaciones sobre la dependencia espacial revelan la existencia de interacciones horizontales entre los municipios para la tasa de espacios verdes a través del comportamiento mimético y esto para las dos áreas de estudio. Para la muestra de municipios de Loire-Atlantique, la comuna i aumenta su tasa de espacios verdes en un 0,67% en promedio en respuesta a un aumento promedio en las tasas vecinas del 1%. Para la muestra de los municipios de Maine-et-Loire

El aumento es del 0,36%. Incluso si no podemos, debido a la falta de datos temporales, arbitrar el modelo de competencia política en comparación o el modelo de competencia fiscal, el primero parece más apropiado debido a la baja movilidad de los hogares franceses. La principal conclusión de este capítulo es destacar el papel de la votación como mecanismo para disciplinar la gestión pública de los espacios verdes. Este resultado sugiere profundizar la pregunta, por un lado al probar estas mismas hipótesis en otras áreas de estudio y, por otro lado, al probar otros modelos de elección pública. Estos pasos son necesarios antes de que podamos presentar propuestas en términos de política pública.

Areas-verdes- Poligono industrial

Conclusión de la parte

Mantenemos de esta parte que las elecciones públicas locales no pueden entenderse sin tener en cuenta las interdependencias entre las comunidades locales y su entorno. Por lo tanto, la existencia de disparidades en el suministro de espacios verdes entre municipios no es el único hecho de las características intrínsecas de estos últimos, sino que también es el resultado de las interdependencias entre ellos. El modelo de votante mediano muestra su valor predictivo relativo al explicar las opciones públicas para el espacio verde. Los modelos de interacción estratégica horizontal son una extensión del modelo de votante mediano. Nuestros resultados convergen con la literatura existente. Aunque estos se relacionan con un número limitado de municipios, sugieren varias implicaciones en términos de políticas públicas. La oferta de espacios verdes genera externalidades horizontales. Identificamos el comportamiento mimético que refleja la “competencia verde”. Incluso si no podemos prejuzgar las implicaciones en términos de optimización, estos resultados sugieren que esta competencia verde podría conducir a situaciones subóptimas dependiendo de si los municipios adoptan estrategias de nivelación o reducción de nivel.

Otro resultado importante de estas pruebas es el siguiente: incluso si es posible identificar las preferencias individuales para los espacios verdes, lo óptimo no es necesariamente posible debido a fallas políticas. Los funcionarios locales elegidos no siempre son “reguladores benevolentes” que buscan maximizar el bienestar social. Otras consideraciones entran en juego, como el comportamiento burocrático, la existencia de ciclos políticos y económicos, etc. En nuestro análisis, no pudimos probar todas estas fuerzas. Otros aspectos se beneficiarían de ser desarrollados. De hecho, no sería razonable pensar que solo los modelos probados en el Capítulo 8 pueden explicar las elecciones públicas en términos de espacios verdes.

Conclusión general

La ambición de esta tesis era desarrollar un marco para el análisis de políticas públicas en el área de espacios verdes. Nos preguntamos sobre los entresijos de las políticas locales, cuestionando lo que está en juego ya que los municipios franceses dedican una parte importante de su presupuesto a estos servicios. Además, la demanda social de este último está aumentando. La gestión de los espacios verdes se ha convertido así en un problema importante, en un contexto marcado por la creciente urbanización. La asignación de espacio, por lo tanto, implica profundas compensaciones económicas y, por lo tanto, genera conflictos de uso entre los diversos agentes económicos. En la primera parte de esta tesis, buscamos comprender cómo la teoría económica y los conceptos que propone nos permiten dar cuenta de las características de los espacios verdes.

Francia .-Lyon nuevos espacios verdes

A partir del primer capítulo, percibimos su complejidad, como objeto de estudio, debido a la diversidad de los objetos que cubren. Hasta la fecha, el concepto de espacios verdes no ha recibido una definición y tipología satisfactoria. Sin embargo, instituir una tipología explícita y consensuada de espacios verdes es un enfoque no solo necesario para la acción pública, sino también para la recopilación de datos estadísticos, que en gran medida no existe en Francia. También observamos la reciente aparición del concepto de “tejido verde” en el discurso político1 que solo refuerza esta dificultad de erigir una definición de espacios verdes.

De hecho, este último evoluciona constantemente según las necesidades de las empresas. Este análisis nos llevó, en el segundo capítulo, a centrarnos en las externalidades generadas por la producción y el consumo de espacios verdes. También nos llevó a resaltar su naturaleza colectiva. Estas características requieren la implementación de una gestión adecuada. Se refieren en particular a la cuestión de su financiación y la identificación de las preferencias individuales. Esta reflexión también nos ha llevado a apreciar los métodos de regulación de los espacios verdes. La comparación de los diferentes instrumentos es difícil de lograr debido a la diversidad de espacios verdes y las fallas de mercado asociadas.

De hecho, es difícil resolver el problema con un solo instrumento, así como la implementación de un instrumento por externalidad parece poco práctica. Dado que la política francesa se caracteriza por la provisión pública, hemos reformulado el tema de esta tesis y nos hemos centrado en los bienes públicos locales. Luego mostramos cuán prolífica es la literatura económica sobre esta categoría de bienes.

Analizamos la solución propuesta por Tiebout (1956), que muestra que, bajo ciertas condiciones, la competencia entre las autoridades locales para atraer residentes conduce a una situación óptima en el suministro de bienes públicos locales. Sin embargo, como también hemos establecido, este enfoque adolece de varias deficiencias. En particular, trata el espacio de forma reductiva y descuida el lado de la oferta. Así que nos enfocamos en eso y abrimos la “caja negra” de la acción pública. Este enfoque es esencial para comprender las opciones públicas locales, en particular sus entresijos.

Con este fin, hemos movilizado los campos teóricos propuestos por la economía pública local y la escuela de elección pública. Tanto desde un punto de vista teórico como empírico, la mayoría del trabajo sobre bienes ambientales se ha centrado en los mecanismos de descubrimiento de la demanda. Sin embargo, la existencia de una oferta, incluso fuera del mercado, plantea la cuestión de cómo funciona y las motivaciones de los agentes que la respaldan. Desde un punto de vista normativo, la condición de optimización es tal que el regulador maximiza la suma de la disposición marginal a pagar y el costo marginal de proporcionar bienes públicos. Desde un punto de vista positivo, debe verificarse que efectivamente existe una demanda y que las personas tienen la voluntad de pagar por estos bienes. Incluso si las encuestas muestran que los franceses quieren más espacios verdes,

¿están dispuestos a pagar por estos servicios?

Para medir el alcance de las fallas del mercado, debe verificarse que efectivamente existe una demanda de espacios verdes. En otras palabras, es necesario evaluar los beneficios de estos servicios para la sociedad. La segunda parte de esta tesis se dedicó a revelar las preferencias y examina la capacidad del método  precios hedonistas para identificar el valor que los residentes otorgan a los espacios verdes. Este trabajo fue parte de una reflexión previa sobre la literatura existente.

En el método del precio hedónico, la expresión de preferencias sustenta la hipótesis de que las elecciones de ubicación residencial de los hogares revelan el valor que asignan a los espacios verdes. Sobre la base de las transacciones inmobiliarias que tuvieron lugar en la ciudad de Angers (compras de apartamentos en 2004 y 2005) y un conjunto de métricas de paisaje, probamos esta hipótesis.

Nuestros resultados indicaron que los hogares buscan no solo la proximidad de los espacios verdes, sino también vecindarios donde estos espacios están distribuidos de manera uniforme. Este último resultado ilustra cómo el uso de sistemas de información geográfica mejora la implementación de los métodos de evaluación. Si bien la literatura existente a menudo solo considera la distancia al espacio verde más cercano, nuestros resultados ilustran que los hogares angevinos valoran varios espacios verdes y que, por lo tanto, sería simplista considerar solo un espacio verde en el método de precios hedónicos. Los análisis empíricos de la oferta de bienes públicos locales en el caso francés todavía están en pañales. Esta falta es aún más llamativa para los espacios verdes y puede explicarse por la ausencia de datos centralizados. Los pocos trabajos dedicados al análisis de la oferta de bienes públicos locales proporcionan resultados contrastantes.

El valor de los espacios verdes para la infancia

En la tercera parte de esta tesis, para comprender las elecciones públicas locales con respecto a los espacios verdes, hicimos dos preguntas empíricas

. ¿Los políticos electos locales buscan satisfacer la demanda del votante mediano? ¿Existen interacciones estratégicas entre las autoridades locales para la provisión de espacios verdes?

A partir de una muestra de 161 municipios pertenecientes a la región de Pays de la Loire, no podemos refutar la hipótesis del votante medio para la tasa de espacios verdes en los municipios. Sin embargo, el modelo no explica los gastos operativos. Sin embargo, estos resultados deben interpretarse con precaución, en particular porque los datos se obtuvieron mediante una encuesta basada en la autodeclaración de los municipios. En un segundo paso, identificamos la existencia de interacciones estratégicas en dos muestras de municipios pertenecientes al departamento de Loire-Atlantique y el área urbana de Angers.

Estas interacciones toman la forma de un comportamiento mimético, convergiendo con la literatura existente sobre impuestos y bienes públicos locales en Francia. Aquí de nuevo, es necesario considere estos resultados con precaución ya que pueden ser específicos de las áreas de estudio en cuestión. Sin embargo, es interesante observar la existencia de interacciones estratégicas. Al plantear la existencia de estas interacciones estratégicas y la importancia de los espacios verdes en la elección de la ubicación residencial, destacamos que los tomadores de decisiones públicas no están completamente libres de cualquier presión relacionada con la eficiencia.

Si la ineficacia distributiva de los espacios verdes es demasiado grande, esto puede tener consecuencias políticas. Los votantes pueden expresar su insatisfacción ya sea votando o migrando (moviéndose o frecuentando los espacios verdes de otros municipios). Sin embargo, debemos calificar nuestros comentarios. La restricción electoral no es tan fuerte como las restricciones observadas en los mercados. En los mercados competitivos, los individuos tienen una función de demanda para un bien determinado. Si no están satisfechos con una compañía, pueden obtener esa propiedad de otra compañía.

En el ámbito político, los individuos demandan un conjunto de bienes y servicios (acceso a un centro de trabajo, escuelas, entorno de vida, cultura, etc.). Un individuo puede estar insatisfecho con la oferta local de espacios verdes, pero muy satisfecho con la calidad de las escuelas y la vida cultural. En este caso, la restricción electoral es menos fuerte. Es un incentivo para la eficiencia, pero menos que en los mercados competitivos. Nuestros resultados muestran que los municipios compiten entre sí. Para atraer hogares y empresas, deben ofrecer un entorno fiscal y de vida atractivo.

La competencia entre municipios es un segundo incentivo para la eficiencia. Aunque en teoría la competencia es una fuente de eficiencia, aún puede tener efectos contrarios a los esperados. Los municipios también pueden adoptar una estrategia de carrera hacia la cima o una estrategia de carrera hacia abajo. Tan pronto como las personas observen que los residentes de los municipios vecinos no tienen un mejor acceso a los espacios verdes, los funcionarios electos locales no serán penalizados. Como resultado, la oferta de espacios verdes puede diferir de la óptima, a pesar de la competencia entre los municipios. Por supuesto, no excluimos en principio otras fuentes de fracasos políticos. La existencia de ciclos políticos, la presión de los grupos de interés, etc. enriquecería nuestro análisis. Pero en esta etapa, los dos modelos propuestos parecen ser los más propensos a formalizar nuestras hipótesis de salida, según la cual los políticos electos buscan satisfacer la demanda del votante mediano y que los municipios adopten comportamientos estratégicos entre ellos. Este trabajo de tesis ha planteado muchas preguntas. Sin pretender ser exhaustivos, nos gustaría llamar la atención sobre algunas posibles preguntas de investigación.

Francia.-Espace vert

 

Con respecto a la evaluación económica de los espacios verdes, hemos planteado varios puntos importantes que condicionan la validez de los resultados y su interés desde el punto de vista de las políticas públicas. Incluso si hemos mejorado la representación de los espacios verdes en el modelo hedonista, yendo más allá del criterio simple de la distancia al espacio verde más cercano, sería aconsejable introducir elementos más descriptivos de estos espacios. El trabajo de campo reuniría información como la presencia de parques infantiles, horarios de apertura, etc. Por lo tanto, será posible determinar las preferencias de acuerdo con el tipo de disposición de estos espacios. Luego, ampliaremos este estudio a los municipios de la aglomeración angevina. Entonces se tratará de extender este trabajo a las casas que pertenecen a las 89 comunas del área urbana de Angers. Esto permitirá dar cuenta de los efectos de sustitución entre los espacios verdes públicos y los jardines privados. Esta pregunta tiene toda su relevancia en el contexto actual de transformación territorial y el surgimiento de la casa individual. De hecho, si las preferencias por los espacios verdes son diferentes para los propietarios, esto tendrá consecuencias en términos de planificación del uso del suelo. La posibilidad de implementar la segunda etapa del método de precios hedónicos es ampliamente debatida en la literatura (cf. Travers, 2007).

Algunos autores desaconsejan su implementación, argumentando que solo replicaría el primer paso (Brown y Rosen, 1982). Otros sugieren un procedimiento alternativo (Ekeland et al., 2004) que justifica continuar examinando el tema. Además, sería interesante determinar el valor que los no residentes otorgan a los espacios verdes de la ciudad de Angers. El uso del método de valoración contingente o el método de elección de atributos múltiples puede ser útil en esta perspectiva. El problema subyacente es que si los no residentes valoran los bienes no financian, se comportan como polizones. Entonces surge la cuestión de los modos de regulación de estos bienes. Desde el punto de vista de la oferta pública, nuestros resultados no nos permiten decidir a favor de un modelo explicativo u otro, es decir, entre la competencia fiscal y la competencia política en comparación. Nuestro modelo empírico se beneficiaría de extenderse a otros bienes públicos locales y otras áreas de estudio. Sin embargo, este enfoque está limitado por la disponibilidad de datos. Finalmente, si la política francesa sobre espacios verdes se caracteriza por la provisión pública, sería interesante estudiar formas alternativas de financiar estos espacios.

En los Estados Unidos, algunas organizaciones no gubernamentales están ampliamente involucradas en la provisión de espacios verdes (por ejemplo, The Trust for Public Land). También podrían considerarse otras vías, como las asociaciones público-privadas.