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Élasticités de la demande de transport aérien de passagers : concepts, problèmes et mesure : 2
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4.  Évaluation des études d’élasticité

En tout, nous avons recueilli quelque 254 estimations de l’élasticité de la demande tirées de 21 études. Nous décrivons chacune de ces études à l’annexe A, selon une formule succincte uniforme. Afin de mieux comprendre comment les estimations existantes de l’élasticité peuvent informer les décideurs pour qu’il leur soit plus facile d’établir des prévisions de la demande de transport aérien de passagers, nous présentons à la rubrique 4.1 une méta-analyse descriptive de diverses répartitions des valeurs estimatives. Nous présentons ensuite un tableau de notation pondérée des données généralement désirables, de la conception et des caractéristiques d’extrants des études recensées. Cela nous permet de les classer selon leur qualité, puis d’établir un sous-échantillon des estimations tirées des études ayant obtenu la « note de passage », simplement définie comme équivalant à 50 % de la note maximale possible. Nous avons tiré des études retenues les intervalles de valeurs de l’élasticité dans six segments clés du marché :

1. Voyages d’affaires court-courriers
2. Voyages d’agrément court-courriers
3. Voyages d’affaires long-courriers au pays
4. Voyages d’agrément long-courriers au pays
5. Voyages d’affaires long-courriers internationaux
6. Voyages d’agrément long-courriers internationaux

Avant de passer à notre système de classement des études, nous tenons à présenter plus d’information générale descriptive sur la répartition des valeurs estimatives d’élasticité dans diverses catégories.

4.1  Répartitions descriptives des estimations de l’élasticité

Nous présentons sous cette rubrique des histogrammes des estimations des études que nous avons analysées, pour les valeurs globales et pour celles de plusieurs sous-catégories importantes. Nous commençons par la répartition la plus générale, celle de l’ensemble de toutes les études, contenant quelque 254 estimations d’élasticité de la demande par rapport au prix. Ensuite, nous présentons les répartitions par sous-catégories de façon de plus en plus détaillée, en fonction des caractéristiques du marché. Nous présentons aussi des sous-échantillons des estimations basées sur le type de données (transversales ou chronologiques) et sur l’âge de l’étude (datant de moins de cinq ans ou de cinq à dix ans). Dans chaque cas, nous employons la valeur médiane comme mesure de la tendance centrale, avec l’aplatissement et l’asymétrie des répartitions^[19].

4.1.1.  Toutes les études ^[20]

Nous avons produit un histogramme de toutes les élasticités par rapport au prix à partir de 254 estimations provenant de 21 études^[21]. La valeur minimum d’élasticité estimée est –3,20^[22]. L’histogramme révèle que les estimations sont largement groupées entre 0 et –2,5. La médiane (ou point central de toutes les estimations) est ­1,122. Nous avons opté pour la médiane plutôt que pour la moyenne comme mesure de la tendance centrale afin d’éliminer les effets des observations aberrantes dans notre ensemble de données. L’asymétrie de l’histogramme est (­0,37), ce qui indique que ces données ne sont pas réparties selon une distribution normale.

Toutes les études Élasticités par rapport au prix
5e percentile	-1,967
Premier quartile	-1,418
Médiane	-1,122
Troisième quartile	-0,633
95e percentile	-0,190
Intervalle interquartile	0,785
Nombre d’estimations	254
Minimum	-3,200
Maximum	0,040
Variance	0,312
Asymétrie	-0,370
Aplatissement	0,177

L’histogramme suivant représente de façon plus détaillée la concentration des estimations d’élasticité, chaque colonne représentant un segment de un dixième (0,1).

4.1.2. Toutes les études sur les voyages long-courriers^[23]

Nous avons scindé les données globales en un sous-ensemble d’estimations des élasticités par rapport au prix pour les voyages long-courriers qui contient 100 estimations pour des voyages sur des distances supérieures à 1 500 milles, ou déclarés « long-courriers » ou « internationaux » dans leur étude respective. L’élasticité médiane est ­0,857. La majorité des valeurs sont concentrées autour de 0 et ­2, comme l’indique l’asymétrie de l’histogramme (­0,275).

Toutes les estimations de l’élasticité par rapport au prix (voyages long-courriers)
5e percentile	-1,851
Premier quartile	-1,365
Médiane	-0,857
Troisième quartile	-0,495
95e percentile	-0,190
Intervalle interquartile	0,870
Nombre d’estimations	100
Minimum	-2,234
Maximum	-0,010
Variance	0,298
Asymétrie	-0,275
Aplatissement	-0,874

4.1.3. Toutes les études sur les voyages court/moyen-courriers^[24]

Le sous-ensemble de données des estimations d’élasticité par rapport au prix pour les voyages court/moyen-courriers comprend des estimations des voyages sur une distance inférieure à 1 500 milles ou présentés comme « court-courriers », « moyen-courriers » ou « régionaux » dans leur étude respective. Il groupe quelque 109 estimations. Soulignons que la somme des estimations des voyages long-courriers et court/moyen-courriers (100+109) n’est pas égale au nombre d’estimations de l’ensemble de données global, parce que nous avons exclu les estimations d’élasticité pour lesquelles la distance parcourue n’est pas précisée dans les études recensées. L’élasticité médiane dans ce sous-ensemble est –1,15. Les estimations sont largement concentrées entre 0 et –1,5. La valeur minimale (–3,20) correspond à une route Sydney-Brisbane; elle a été tirée de Milloy et autres (1985). L’asymétrie de l’histogramme est –0,434.

Toutes les estimations de l’élasticité par rapport au prix, voyages court/moyen-courriers
5e percentile	-1,992
Premier quartile	-1,520
Médiane	-1,150
Troisième quartile	-0,712
95e percentile	-0,112
Intervalle interquartile	0,808
Nombre d’estimations	109,000
Minimum	-3,200
Maximum	0,040
Variance	0,329
Asymétrie	-0,434
Aplatissement	0,710

L’histogramme suivant représente de façon plus détaillée la concentration des estimations d’élasticité; chaque colonne représente un segment de un dixième (0,1).

4.1.4.  Toutes les estimations pour les voyages long-courriers internationaux^[25]

Ce sous-ensemble des voyages long-courriers internationaux est composé de 69 estimations tirées de l’ensemble de données global. Il reprend des estimations des voyages internationaux d’un pays à un autre tirées de sept études différentes. Les valeurs estimées sont réparties entre 0 et –2,7, avec une certaine concentration pour les valeurs inférieures à –0,5. L’élasticité médiane est –0,79 et la répartition est un peu asymétrique.

 

Élasticités par rapport au prix, voyages long-courriers internationaux
5e percentile	-1,960
Premier quartile	-1,400
Médiane	-0,790
Troisième quartile	-0,349
95e percentile	-0,172
Intervalle interquartile	1,051
Nombre d’estimations	69,000
Minimum	-2,700
Maximum	-0,010
Variance	0,407
Asymétrie	-0,672
Aplatissement	-0,456

4.1.5. Toutes les estimations pour les voyages long-courriers au pays

Ce sous-ensemble est composé de 36 estimations tirées de six études. La majorité des estimations sont concentrées entre la valeur maximum (­0,44) et ­2,3. L’asymétrie est 0,168.^[26]

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages long-courriers au pays
5e percentile	-1,685
Premier quartile	-1,528
Médiane	-1,150
Troisième quartile	-0,828
95e percentile	-0,553
Intervalle interquartile	0,700
Nombre d’estimations	36,000
Minimum	-1,810
Maximum	-0,440
Variance	0,149
Asymétrie	0,168
Aplatissement	-1,078

4.1.6. Toutes les estimations pour les voyages d’affaires long-courriers internationaux^[27]

Le sous-ensemble des voyages d’affaires internationaux contient 16 estimations tirées de deux études seulement. La très grande majorité d’entre elles (15 sur 16) ont été calculées par le Bureau of Transport Communications and Economics (BTCE) de l’Australie, dans une étude de 1995 sur les passagers faisant des voyages d’affaires à destination et à partir de ce pays. L’estimation la plus basse (­2,0) correspond aux Australiens faisant des voyages d’affaires au Royaume-Uni. La majorité des estimations sont concentrées entre la valeur maximum (­0,01) et ­0,6. La médiane est ­0,265. L’histogramme est désaxé vers la gauche (­2,405), ce qui correspond à une répartition anormale.

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages d’affaires long-courriers internationaux
5e percentile	­1,423
Premier quartile	­0,475
Médiane	­0,265
Troisième quartile	­0,198
95e percentile	­0,093
Intervalle interquartile	0,278
Nombre d’estimations	16,000
Minimum	­2,000
Maximum	­0,010
Variance	0,251
Asymétrie	­2,405
Aplatissement	6,095

4.1.7. Toutes les estimations pour les voyages d’agrément long-courriers internationaux^[28]

Le sous-ensemble des voyages d’agrément long-courriers internationaux contient un total de 55 estimations tirées de sept études, avec près de 50 % (24 sur 55) provenant de l’étude du BTCE (1995). La médiane est ­0,993 et les estimations sont réparties entre ­0,14 et ­2,7. La valeur minimum (­2,7) est tirée de Taplin (1980) et correspond à l’élasticité calculée par Jud et Joseph (1974), pour des voyages d’agrément des États-Unis en Amérique latine, ainsi que de Straszheim (1978), pour des voyages d’agrément bénéficiant de gros rabais. L’asymétrie est ­0,555.

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages d’agrément long-courriers internationaux
5e percentile	­2,070
Premier quartile	­1,650
Médiane	­0,993
Troisième quartile	­0,535
95e percentile	­0,220
Intervalle interquartile	1,115
Nombre d’estimations	55,000
Minimum	­2,700
Maximum	­0,140
Variance	0,423
Asymétrie	­0,555
Aplatissement	­0,393

4.1.8 Toutes les estimations pour les voyages d’affaires long-courriers au pays^[29]

Le sous-ensemble des voyages d’affaires long-courriers au pays est composé de 26 estimations tirées de deux études. Ces estimations sont concentrées entre ­0,5 et ­1,6. La médiane est ­1,15. L’asymétrie (0,270) indique que la répartition est anormale.

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages d’affaires long-courriers au pays
5e percentile	­1,670
Premier quartile	­1,428
Médiane	­1,150
Troisième quartile	­0,836
95e percentile	­0,780
Intervalle interquartile	0,591
Nombre d’estimations	26,000
Minimum	­1,700
Maximum	­0,543
Variance	0,113
Asymétrie	0,207
Aplatissement	­1,119

4.1.9 Estimations pour les voyages d’agrément long-courriers au pays

Le sous-ensemble des voyages d’agrément long-courriers au pays est composé de sept estimations tirées de deux études et réparties entre ­0,44 et ­3,20. L’élasticité médiane est ­1,120.^[30]

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages d’agrément long-courriers au pays
5e percentile	­2,744
Premier quartile	­1,472
Médiane	­1,120
Troisième quartile	­0,887
95e percentile	­0,514
Intervalle interquartile	0,585
Nombre d’estimations	7,000
Minimum	­3,200
Maximum	­0,440
Variance	0,821
Asymétrie	­1,640
Aplatissement	3,265

4.1.10. Toutes les estimations pour les voyages d’affaires court-courriers^[31]

Le sous-ensemble des voyages d’affaires court-courriers est composé de 18 estimations de quatre études. L’élasticité médiane est ­0,73. Les valeurs sont passablement concentrées entre ­0,5 et ­0,8.

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages d’affaires court-courriers
5e percentile	­1,169
Premier quartile	­0,798
Médiane	­0,730
Troisième quartile	­0,608
95e percentile	­0,126
Intervalle interquartile	0,190
Nombre d’estimations	18,000
Minimum	­1,500
Maximum	­0,100
Variance	0,106
Asymétrie	­0,151
Aplatissement	1,509

4.1.11. Toutes les estimations pour les voyages d’agrément court-courriers^[32]

Ce sous-ensemble est composé de 19 estimations tirées de cinq études. L’élasticité médiane est ­1,52 et les estimations sont réparties dans tout l’intervalle des valeurs sans grandes concentrations. Si l’histogramme est désaxé vers la droite (0,158), c’est que le nombre d’estimations baisse à mesure qu’on approche de 0.

Toutes les élasticités par rapport au prix,  voyages d’agrément court-courriers
5e percentile	­2,307
Premier quartile	­1,745
Médiane	­1,520
Troisième quartile	­0,885
95e percentile	­0,688
Intervalle interquartile	0,860
Nombre d’estimations	19,000
Minimum	­2,370
Maximum	­0,400
Variance	0,307
Asymétrie	0,158
Aplatissement	­0,704

4.1.12 Toutes les estimations des études transversales^[33]

Le sous-ensemble de toutes les études transversales est composé de 85 estimations, dont 80 tirées de Oum et autres (1986) et correspondant à des routes entre paires de villes aux États-Unis. Toutes les estimations proviennent d’études réalisées entre 1981 et 1986. L’élasticité médiane est ­1,33. L’histogramme est désaxé vers la droite (0,314)

Toutes les élasticités par rapport au prix, études transversales
5e percentile	­1,766
Premier quartile	­1,520
Médiane	­1,330
Troisième quartile	­0,810
95e percentile	­0,606
Intervalle interquartile	0,710
Nombre d’estimations	85,000
Minimum	­2,010
Maximum	­0,181
Variance	0,158
Asymétrie	0,314
Aplatissement	­0,563

4.1.13 Toutes les estimations des études chronologiques^[34]

Ce sous-ensemble est composé de 136 estimations, dont 28 tirées d’études publiées au cours des cinq dernières années. L’histogramme est désaxé vers la gauche avec de nombreuses estimations concentrées entre 0 et ­2. L’élasticité médiane est ­0,847.

Toutes les élasticités par rapport au prix, études chronologiques
5e percentile	­1,870
Premier quartile	­1,196
Médiane	­0,847
Troisième quartile	­0,470
95e percentile	­0,138
Intervalle interquartile	0,726
Nombre d’estimations	136,000
Minimum	­2,540
Maximum	0,040
Variance	0,313
Asymétrie	­0,542
Aplatissement	­0,227

4.1.14 Études datant de cinq à dix ans^[35]

Nous avons créé deux sous-ensembles de données en nous basant sur l’âge des études. Le premier est composé des estimations calculées dans des études publiées entre 1992 et 1997; il contient 45 estimations provenant de trois études différentes.

Toutes les élasticités par rapport au prix,  études réalisées entre 1992 et 1997
5e percentile	­1,972
Premier quartile	­1,160
Médiane	­0,560
Troisième quartile	­0,290
95e percentile	­0,124
Intervalle interquartile	0,870
Nombre d’estimations	45,000
Minimum	­2,300
Maximum	­0,010
Variance	0,369
Asymétrie	­0,907
Aplatissement	­0,152

L’élasticité médiane est ­0,56 et la majorité des estimations tombent entre ­0,1 et ­1,1. L’histogramme est désaxé vers la gauche avec une asymétrie de ­0,907, ce qui indique que la répartition est anormale. Le second sous-ensemble d’estimations en fonction de l’âge de l’étude est composé des estimations calculées dans les études publiées entre 1997 et 2002^[36], soit quatre études totalisant 30 estimations. L’histogramme ne montre pas de concentration autour d’un petit intervalle de valeurs. Au contraire, les valeurs sont largement réparties entre 0 et ­2,3. L’élasticité médiane est ­0,847.

La comparaison de la valeur médiane de l’élasticité entre les études réalisées de 1997 à 2002 (­0,847) et celles produites de 1992 à 1997 (­0,56) semblerait révéler que l’élasticité de la demande par rapport au prix est devenue plus sensible au prix, autrement dit plus élastique avec le temps. Toutefois, l’interprétation de ce changement n’est pas si simple. En effet, la date à laquelle une étude a été terminée ne reflète pas directement l’âge de ses données. Par exemple, l’étude de Nairn (1992) est basée sur des données datant de 1983 et 1984, tandis que celle de Hamal (1998) fait appel à des données chronologiques de 1974 à 1996. En outre, la comparaison est moins révélatrice encore lorsqu’on étudie l’intervalle de chaque répartition entre le premier et le troisième quartiles. Pour les études réalisées entre 1997 et 2002, il se situe entre ­0,5 et ­1,4, alors qu’il est entre ­0,3 et ­1,2 pour celles qui ont été produites de 1992 à 1997.

Toutes les élasticités par rapport au prix, études réalisées entre 1997 et 2002
5e percentile	­1,978
Premier quartile	­1,368
Médiane	­0,847
Troisième quartile	­0,484
95e percentile	­0,084
Intervalle interquartile	0,883
Nombre d’estimations	30,000
Minimum	­2,234
Maximum	0,040
Variance	0,407
Asymétrie	­0,426
Aplatissement	­0,731

4.1.15 Toutes les élasticités par rapport au revenu^[37]

Le sous-ensemble de toutes les élasticités par rapport au revenu est composé de 132 estimations tirées de 14 études. La valeur minimum d’élasticité estimée, ­1,21, correspond aux voyages d’agrément à destination de l’Australie et à partir des États-Unis; elle a été calculée par Hollander (1982). La valeur maximum s’élève à 11,58, et elle a été calculée dans le rapport du BTCE (1995) pour les voyages d’agrément des Australiens vers Taïwan. L’estimation médiane est 1,39. De nombreuses estimations sont concentrées entre 0,5 et 2,5.

Élasticités par rapport au revenu, toutes les études
5e percentile	0,249
Premier quartile	0,840
Médiane	1,390
Troisième quartile	2,169
95e percentile	4,640
Intervalle interquartile	1,329
Nombre d’estimations	132,000
Minimum	­1,210
Maximum	11,580
Variance	2,506
Aplatissement	2,671

4.1.16 Résumé

Le tableau 4.1.16 est un résumé des valeurs médianes des estimations des élasticités par rapport au prix selon le segment de marché et les caractéristiques de l’étude (type de données et âge).

Tableau 4.1.16

Résumé des valeurs médianes de l’élasticité selon le type
Catégorie	Élasticité médiane par rapport au prix
Toutes les estimations	­1,122
Toutes les estimations, voyages long-courriers	­0,857
Toutes les estimations, voyages long-courriers internationaux	­0,790
Toutes les estimations, voyages d’affaires long-courriers internationaux	­0,265
Toutes les estimations, voyages d’agrément long-courriers internationaux	­0,993
Toutes les estimations, voyages long-courriers au pays	­1,150
Toutes les estimations, voyages d’affaires long-courriers au pays	­1,150
Toutes les estimations, voyages d’agrément long-courriers au pays	­1,120
Toutes les estimations, voyages court/moyen-courriers	­1,150
Toutes les estimations, voyages d’affaires court/moyen-courriers	­0,730
Toutes les estimations, voyages d’agrément court/moyen-courriers	­1,520
Toutes les estimations des études transversales	­1,330
Toutes les estimations des études chronologiques	­0,847
Toutes les estimations des études datant de 1992 à 1997	­0,560
Toutes les estimations des études datant de 1997 à 2002	­0,847

Le tableau révèle des différences marquées entre les élasticités de certains segments de marché (particulièrement ceux des voyages d’affaires long-courriers internationaux et des voyages d’agrément court-courriers) et donne aussi la valeur médiane pour toutes les estimations (­1,122). Les estimations tirées des études chronologiques sont relativement moins sensibles au prix que celles qui sont tirées des études transversales. En outre, les auteurs des études les plus récentes ont calculé des valeurs relativement élastiques comparativement à ceux des études plus anciennes.

4.2 Notation des études

C’est afin d’améliorer la confiance quant à l’application pratique des valeurs d’élasticité pour l’établissement de prévisions de la demande de transport aérien de passagers que nous avons conçu un système de notation basé sur les caractéristiques désirables des intrants et des extrants des études empiriques de la demande. Nous nous sommes basés sur l’analyse des questions théoriques et des problèmes de mesure qui précèdent pour définir 11 caractéristiques contribuant à la qualité des estimations de l’élasticité. Dans chaque cas, les notes attribuées correspondent à notre évaluation de l’importance relative de l’inclusion ou de l’exclusion de la caractéristique en question. Nous reconnaissons volontiers que l’attribution subjective de notes ne peut pas donner des résultats scientifiques d’une fiabilité absolue. Toutefois, nous estimons que, comme nous n’avions ni le temps, ni les ressources nécessaires pour réaliser une analyse plus poussée (p. ex. une méta-analyse de régression, une analyse des risques et l’application de techniques d’initialisation), l’attribution d’une note est utile pour comparer la fiabilité d’estimations qui devraient d’après nous être de meilleure qualité, grâce à l’ensemble global d’estimations tirées de toutes les études que nous avons recensées.

Nous avons évalué les études en nous fondant sur les caractéristiques suivantes :

i. Distinction entre les voyages d’affaires et d’agrément
ii. Distinction entre les voyages long-courriers et court-courriers
iii. Inclusion d’un coefficient de revenu
iv. Inclusion de données de substitution intermodale
v. Type de données : échantillon constant, données chronologiques ou transversales
vi. Concentration sur un pays
vii. Estimations particulières de routes
viii. Aéroports pivots ou non
ix. Vols de correspondance ou directs (O-D)
x. Âge de l’étude
xi. Valeurs moyennes quadratiques corrigées

i. Distinction entre les voyages d’affaires et d’agrément

Nous nous attendons à ce que les voyages d’affaires soient moins sensibles au prix que les voyages d’agrément. Par conséquent, les études qui ne font pas la distinction entre ces segments de marché risquent de produire des estimations d’élasticité qui seraient biaisées si elles étaient appliquées dans n’importe quelle analyse détaillée portant soit sur des segments de marché particuliers pour les voyages d’affaires ou d’agrément, soit sur des routes essentiellement conçues pour les voyages d’affaires ou d’agrément.

Règle de notation : Estimations pour les voyages d’affaires et les voyages d’agrément = 3 points Estimations pour les voyages d’affaires ou d’agrément = 2 points Aucune distinction entre les voyages d’affaires et d’agrément = 0 point

ii. Distinction entre les voyages long-courriers et court-courriers

Nous nous attendons à ce que les voyages long-courriers soient moins sensibles au prix que les voyages court-courriers (pour lesquels les possibilités de substitution intermodale sont plus grandes). Tout comme pour la distinction entre les voyages d’affaires et d’agrément, les études qui ne font pas la distinction entre les segments de marché selon la longueur du vol produisent des élasticités qui sous-estiment la sensibilité au prix des voyages court-courriers et la surestiment pour les voyages long-courriers.

Règle de notation : Estimations pour les voyages long-courriers et les voyages court-courriers = 3 points Estimations pour les voyages long-courriers ou court-courriers = 2 points Aucune distinction entre les voyages long-courriers et court-courriers = 0 point

iii. Inclusion d’un coefficient de revenu

Sans coefficient de revenu, les études de la demande confondent un changement de la courbe de demande avec des mouvements le long de cette même courbe. Quand l’inélasticité du revenu est positive pour le transport aérien de passagers et que le revenu réel per capita augmente, les études de la demande qui n’incluent pas de coefficient de revenu surestiment l’élasticité absolue de la demande par rapport au prix lorsque les prix baissent (et la sous-estiment lorsqu’ils augmentent).

Règle de notation : Coefficient de revenu = 2 points Pas de coefficient de revenu = 0 point

iv. Inclusion d’une substitution intermodale (pour les vols court-courriers)

Plus la distance parcourue est courte, plus les transports routier et ferroviaire peuvent être efficacement substitués au transport aérien. Nous devrions donc nous attendre à ce que le prix et les autres caractéristiques des autres modes de transport aient un effet plus marqué sur la demande de transport aérien de passagers court-courriers, toutes choses égales par ailleurs. Les études des voyages court-courriers qui n’incluent pas d’effets intermodaux sont susceptibles de produire des estimations biaisées si le coût de substitution des autres modes de transport change. La règle de notation que nous avons suivie dans ce cas-là préfère les études des voyages court-courriers qui incluent des effets intermodaux, sans toutefois pénaliser celles du transport aérien de passagers sur de plus longues distances.

Règle de notation : Substitution intermodale dans une étude des voyages court-courriers = 2 points Étude ne portant pas sur les voyages court-courriers = 1 point Pas de substitution intermodale dans une étude des voyages court-courriers = 0 point

v. Type de données : échantillon constant, données chronologiques ou transversales

L’analyse des politiques ne devrait pas être guidée par des réactions immédiates ou à court terme aux prix résultant de changements de politique. Par conséquent, les politiques qui influent sur la demande de transport aérien de passagers devraient être davantage basées sur des mesures d’élasticité à long terme. Cela dit, et bien que les études faisant appel à des échantillons constants soient idéales puisqu’elles permettent de saisir les effets transversaux et chronologiques, les études basées sur des données chronologiques recueillies sur une période suffisamment longue permettent aussi d’établir les valeurs d’élasticité à long terme.

Règle de notation : Échantillon constant ou données chronologiques = 2 points Données transversales = 0 point

vi. Concentration sur un pays

Il est probable que de nombreux aspects structuraux de la sensibilité au prix soient liés au contexte national de l’industrie du transport aérien, notamment en ce qui concerne l’intensité de la concurrence, la taille du marché et le contexte réglementaire. Il est plus facile d’établir avec certains pays qu’avec d’autres une relation quant à l’effet des politiques sur les prix du transport aérien de passagers au Canada. La grande proximité des pivots internationaux et les ententes conclues dans l’Union européenne font que les études européennes sont passablement moins pertinentes pour le contexte canadien que les études américaines, puisque nous sommes voisins des États-Unis et que les Canadiens volent vers de nombreuses villes américaines. Par ailleurs, l’Australie a des caractéristiques démographiques, urbaines et géographiques ainsi qu’une structure gouvernementale et réglementaire raisonnablement comparables à la nôtre.

Règle de notation : Étude portant directement sur le Canada = 2 points Étude portant sur un pays étranger analogue (États-Unis ou Australie) = 1 point Étude portant sur un pays étranger différent = 0 point

vii. Estimations particulières de routes

Les études offrant des estimations globales des effets des changements de prix sur de nombreuses routes ne permettent pas de distinguer les effets de la concurrence lorsque certaines lignes aériennes ont un avantage marqué par rapport aux autres sur certaines routes, mais pas sur les autres. Les effets de la concurrence livrée par une entreprise à faibles coûts comme Southwest Airlines sur les routes aussi empruntées par les transporteurs offrant un service complet sont un exemple bien connu de ce phénomène. En outre, les études axées sur de nombreuses routes court-courriers risquent de combiner les effets relatifs à des routes essentiellement fréquentées par les voyageurs d’affaires à ceux concernant des routes qui attirent davantage les vacanciers. Le fait est d’ailleurs que cette dernière catégorie constitue souvent une grande partie du volume des transporteurs à faibles coûts, qui offrent des vols court-courriers bon marché pour rivaliser avec les autres transporteurs, en combinant ce service avec la possibilité d’accès à diverses activités de loisirs. C’est le cas, par exemple, du marché des activités spéciales à Dublin (des enterrements de vie de garçon, notamment), qui a été créé grâce aux vols offerts par RyanAir à partir de diverses localités du Royaume-Uni.

Règle de notation : L’étude contient des estimations particulières pour des routes ou des compagnies aériennes = 1 point L’étude ne contient pas d’estimations particulières pour des routes ou des compagnies aériennes = 0 point

viii. Aéroports pivots ou non

Les études qui ne distinguent pas les aéroports pivots des autres ne peuvent pas capter les effets de « surcharge de pivot ». Les passagers dont l’itinéraire comprend un aéroport pivot peuvent être disposés à payer plus pour le service intégré que les pivots offrent, comme des vols en séquence minimisant les périodes d’attente et la possibilité de faire acheminer automatiquement ses bagages jusqu’à la destination ultime. L’existence d’un effet de « prime de pivot » est étayée par les recherches réalisées aux États-Unis.

Règle de notation : Étude identifiant les aéroports pivots = 1 point Étude n’identifiant pas les aéroports pivots = 0 point

ix. Vols de correspondance ou directs (O-D)

Il y a une différence entre un itinéraire et la mesure des volumes de circulation entre paires de villes. Si un passager se rend de Moncton à Vancouver via Toronto, la mesure dans laquelle il est disposé à payer et sa sensibilité au prix sont liées au voyage entier de Moncton à Vancouver. Il n’empêche que ce passager pourrait être perdu dans les données qui mesurent la sensibilité au prix pour la paire de villes Toronto­Vancouver.

Règle de notation : Étude précisant si les vols sont de correspondance ou directs (O-D) = 1 point Étude ne précisant pas si les vols sont de correspondance ou directs (O-D) = 0 point

 

x. Âge de l’étude

L’industrie des compagnies aériennes est dynamique et en constant changement aussi bien pour l’évolution de ses modèles d’affaires (service complet ou transporteurs à faibles coûts, par exemple), que pour son infrastructure (pratiques d’affaires des aéroports) et pour la réglementation gouvernementale. Les études réalisées aux États-Unis avant 1978 ne pouvaient pas tenir compte des effets de la déréglementation, par exemple, pas plus que les études réalisées au Canada avant 1984. En outre, la Politique nationale des aéroports du Canada a mené à une cession graduelle des aéroports de Transports Canada à des autorités aéroportuaires locales indépendantes dans les années 1990. Cette évolution a exigé d’importantes décisions d’infrastructure et de tarification. Seules les études les plus récentes pourraient refléter les effets de cette situation à l’échelle du réseau aéroportuaire, puisque certaines administrations locales peuvent n’avoir été créées qu’au cours de la dernière ou des deux dernières années.

Règle de notation : Études terminées entre 1997 et 2002 = 3 points Études terminées entre 1990 et 1997 = 2 points Études terminées avant 1990 = 1 point

 

xi. Valeurs moyennes quadratiques corrigées

Cette dernière caractéristique concerne la qualité des extrants des études plutôt que celle de leurs intrants. Dans les résultats des analyses de régression, une faible valeur quadratique indique que seule une petite partie de la variation de la variable dépendante (les passagers O-D) est expliquée par les variables indépendantes. La valeur quadratique corrigée est une mesure pondérée qui pénalise l’ajout d’un grand nombre de variables indépendantes à faible potentiel explicatif.

Règle de notation : Valeur quadratique corrigée supérieure à 0,8 = 3 points Valeur quadratique corrigée entre 0,6 et 0,8 = 1 point Valeur quadratique corrigée inférieure à 0,6 = 0 point

La note maximale possible avec les critères que nous avons conçus est 23 points. Le Tableau 4.2.1 résume les notes attribuées à chaque étude à partir desquelles nous avons produit des histogrammes, dans les six sous-catégories pour lesquelles nous n’avons retenu que les études ayant obtenu une « note de passage », c’est-à-dire au moins 12 points. Ces catégories distinguent les voyages long et court-courriers, les voyages internationaux et au pays et les voyages d’affaires et d’agrément. Il faut souligner que les nombres qui figurent au haut de chaque colonne renvoient à ceux des caractéristiques que nous venons de décrire.

Tableau 4.2.1 Résumé des notes attribuées aux études (continue)

4.2.1 Voyages d’affaires court-courriers^[38]

Ce sous-ensemble est composé de 16 estimations tirées de trois études dont la plus récente est celle de Battersby et Oczkowski (2001). L’élasticité médiane est ­0,70.

Élasticités par rapport au prix, voyages d’affaires court-courriers : Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	­1,103
Premier quartile	­0,783
Médiane	­0,700
Troisième quartile	­0,595
95e percentile	­0,123
Intervalle interquartile	0,188
Nombre d’estimations	16,000
Minimum	­1,110
Maximum	­0,100
Variance	0,072
Asymétrie	0,697
Aplatissement	1,396

4.2.2 Voyages d’agrément court-courriers^[39]

Les trois études ayant obtenu au moins 12 points dans notre système de notation ont produit 16 estimations d’élasticité par rapport au prix pour les voyages d’agrément court-courriers, réparties dans un intervalle de ­0,4 à ­2,37. La valeur minimum, relevée dans l’étude du Bureau of Transport Economics (BTE) réalisée en 1986, correspond aux voyages de vacanciers en Australie pendant l’hiver. L’estimation médiane pour toutes les valeurs est ­1,520.

Élasticités par rapport au prix,voyages d’agrément court-courriers :  Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	­2,100
Premier quartile	­1,743
Médiane	­1,520
Troisième quartile	­1,288
95e percentile	­0,640
Intervalle interquartile	0,455
Nombre d’estimations	16,000
Minimum	­2,370
Maximum	­0,400
Variance	0,278
Asymétrie	0,485
Aplatissement	­0,116

4.2.3 Voyages d’affaires long-courriers internationaux^[40]

Ce sous-ensemble contient 16 estimations tirées de deux études. L’élasticité médiane est ­0,265, soit la même valeur que celle que nous avons dérivée avant d’appliquer le modèle de notation à l’ensemble de données global. (Les deux ensembles de données sont composés des mêmes estimations.)

Élasticités par rapport au prix, voyages d’affaires long-courriers internationaux :  Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	­1,423
Premier quartile	­0,475
Médiane	­0,265
Troisième quartile	­0,198
95e percentile	­0,093
Intervalle interquartile	0,278
Nombre d’estimations	16,000
Minimum	­2,000
Maximum	­0,010
Variance	0,251
Asymétrie	­2,405
Aplatissement	6,095

4.2.4 Voyages d’agrément long-courriers internationaux^[41]

Dans ce sous-ensemble, nous avons 49 estimations de l’élasticité par rapport au prix pour les voyages d’agrément internationaux tirées de six études ayant obtenu au moins 12 points dans notre système de notation. La majorité des estimations (31) proviennent d’études publiées après 1995. L’élasticité médiane est ­1,040, et une grande partie des estimations sont groupées entre ­0,14 et ­1.

Élasticités par rapport au prix,voyages d’agrément long-courriers internationaux : Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	­2,140
Premier quartile	­1,700
Médiane	­1,040
Troisième quartile	­0,560
95e percentile	­0,254
Intervalle interquartile	1,140
Nombre d’estimations	49,000
Minimum	­2,700
Maximum	­0,140
Variance	0,420
Asymétrie	­0,465
Aplatissement	­0,474

4.2.5 Voyages d’affaires long-courriers au pays^[42]

Le sous-ensemble des voyages d’affaires long-courriers au pays est composé de 26 estimations tirées de deux études, celles de Lubulwa et d’Oum et autres, toutes deux réalisées en 1986. L’élasticité médiane est ­1,15.

Élasticités par rapport au prix,voyages d’affaires long-courriers au pays Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	­1,670
Premier quartile	­1,428
Médiane	­1,150
Troisième quartile	­0,836
95e percentile	­0,780
Intervalle interquartile	0,591
Nombre d’estimations	26,000
Minimum	­1,700
Maximum	­0,543
Variance	0,113
Asymétrie	0,207
Aplatissement	­1,119

4.2.6 Voyages d’agrément long-courriers au pays^[43]

Ce sous-ensemble des voyages d’agrément long-courriers au pays contient six estimations d’élasticité tirées de deux études. L’élasticité médiane est ­1,104. Il n’y a pas de concentration autour d’un intervalle de valeurs dans l’histogramme.

Élasticités par rapport au prix, voyages d’agrément long-courriers au pays Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	­1,576
Premier quartile	­1,228
Médiane	­1,104
Troisième quartile	­0,787
95e percentile	­0,502
Intervalle interquartile	0,441
Nombre d’estimations	6,000
Minimum	­1,680
Maximum	­0,440
Variance	0,191
Asymétrie	0,015
Aplatissement	­0,171

4.2.7 Élasticités par rapport au revenu^[44]

Les études ayant obtenu la « note de passage » ont produit 103 estimations d’élasticité par rapport au revenu. Tout comme dans l’histogramme pour toutes les études, nous constatons dans celui-ci une concentration des estimations autour des valeurs de 0,5 à 2,5. La médiane est 1,14.

Élasticités par rapport au revenu :  Études ayant obtenu 12 points ou plus
5e percentile	0,242
Premier quartile	0,807
Médiane	1,140
Troisième quartile	2,089
95e percentile	4,636
Intervalle interquartile	1,282
Nombre d’estimations	103,000
Minimum	­1,039
Maximum	11,580
Variance	2,642
Asymétrie	3,051
Aplatissement	14,139

4.2.8 Études tenant compte des effets intermodaux^[45]

L’ensemble de données des études tenant compte des effets de la concurrence intermodale (p. ex. automobile, train, autocar ou navire) est composé de 104 estimations d’élasticité de la demande par rapport au prix tirées de 13 études (pour des routes court/moyen et long-courriers). L’histogramme ne révèle aucune concentration autour d’un ensemble de valeurs, comme son asymétrie l’indique (­0,641). La médiane est ­1,113.

Élasticités par rapport au prix Études tenant compte des effets intermodaux
5e percentile	­2,085
Premier quartile	­1,290
Médiane	­1,113
Troisième quartile	­0,588
95e percentile	­0,138
Intervalle interquartile	0,703
Nombre d’estimations	104,000
Minimum	­3,200
Maximum	0,040
Variance	0,389
Asymétrie	­0,641
Aplatissement	0,614

Nous avons tiré des études un sous-ensemble d’estimations d’élasticité par rapport au prix pour les voyages court/moyen-courriers^[46]. Ce sous-ensemble est composé de 34 estimations tirées de quatre études, incluant les élasticités calculées par Battersby et Ozckowski (2001). La médiane (­0,720) est inférieure à celle qui était calculée pour toutes les études tenant compte des effets intermodaux (­1,113). Néanmoins, certains des détails figurant dans ces études compliquent l’interprétation d’un tel résultat.

Premièrement, le sous-ensemble comprend des estimations pour les tarifs à rabais, en classe économique et en classe affaires. Les élasticités reflètent aussi bien la nature du voyage sur les routes (d’affaires ou d’agrément) que la classe du billet. Par exemple, la route Sydney­Melbourne est une route d’affaires importante en Australie, avec des estimations d’élasticité relativement faibles (à rabais = ­0,07, classe économique = ­0,81 et classe affaires = ­0,1). L’ensemble de données contient plusieurs estimations correspondant à des routes entre paires de villes historiquement très fréquentées par les voyageurs d’affaires.

Ensuite, nous avons 13 estimations pour des routes entre paires de villes sur des distances d’environ 870 à 1 000 kilomètres (à la limite des vols court-courriers). Seulement 5 des 34 estimations correspondent explicitement à des routes court-courriers de moins de 750 km. Pour elles, les élasticités sont les suivantes : ­0,46 (Melbourne­Adelaide); ­0,728 (vols court-courriers de moins de 500 km en Australie); ­2,54 (routes de moins de 200 km en Nouvelle-Galles du Sud); ­0,08 (routes court-courriers de moins de 500 milles dans l’Ouest et le Midwest des États-Unis); ­0,36 (routes court-courriers de moins de 500 milles entre paires de villes de l’Est des États-Unis). Deux des estimations (routes court-courriers dans l’Est ainsi que dans l’Ouest et le Midwest des États-Unis) attirent vraisemblablement beaucoup de voyageurs d’affaires.

Enfin, la grande majorité (28 sur 34) des estimations sont tirées d’études portant sur des routes entre paires de villes australiennes. Ces études ne donnent pas suffisamment de renseignements sur les caractéristiques des paires de villes pour qu’on puisse, par exemple, savoir s’il y a un mode de transport de substitution ou plus (ou s’il n’y en a aucun). Si le recours à un autre mode de transport est impossible ou extrêmement improbable, l’estimation d’élasticité ne peut pas tenir compte des effets intermodaux.

Élasticités par rapport au prix, voyages court/moyen-courriers : Études tenant compte des effets intermodaux
5e percentile	­2,176
Premier quartile	­1,108
Médiane	­0,720
Troisième quartile	­0,415
95e percentile	­0,077
Intervalle interquartile	0,693
Nombre d’estimations	34,000
Minimum	­3,200
Maximum	0,040
Variance	0,508
Asymétrie	­1,524
Aplatissement	2,925

 

Toutes les études Élasticités par rapport au prix
5e percentile	-1,967
Premier quartile	-1,418
Médiane	-1,122
Troisième quartile	-0,633
95e percentile	-0,190
Intervalle interquartile	0,785
Nombre d’estimations	254
Minimum	-3,200
Maximum	0,040
Variance	0,312
Asymétrie	-0,370
Aplatissement	0,177

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