estimation des effets propres des mesures agroenvironnementales ...

5.5 L’effet des mesures herbagères sur les prairiesLes résultats obtenus par la « local linear regression » en double-différence (colonne 10 dutableau 5.20) montrent que la part de la STH dans la SAU et le chargement des exploitationsbénéficiaires ne sont quasiment pas influencés par ces MAE : ces indicateurs ne varient quetrès marginalement entre bénéficiaires et non bénéficiaires jumeaux. La part de la STH dans laSAU augmente de 2 points de pourcentage, mais cet effet n’est pas significativement différentde zéro lorsque les écarts-types sont estimés par la méthode du « subsampling » (colonnes 9et 10) 28 . Cette estimation d’une hausse de 2 points de pourcentage de la proportion de STHdans la SAU correspond à une hausse de 1.4 ha en moyenne par exploitation, la SAU moyennedes bénéficiaires en 2005 étant de 72 ha (cf. tableau 5.21), ce qui correspondrait à une haussede la STH en France de 90 000 ha environ (sur la base de 60 000 exploitations), pour un coûtd’environ 2 500 euros par hectare de STH supplémentaire. 29 Sur la base de ce résultat, la PHAEn’aurait eu qu’un effet limité sur les pratiques des agriculteurs.Par ailleurs, les résultats du tableau 5.20 (colonne 10) indiquent également que la PHAEserait à l’origine d’une hausse concomitante de la STH (environ 15 ha supplémentaire par bénéficiaire)et de la SAU (environ 17 ha supplémentaire par bénéficiaire). Le tableau 5.21 montreque cet accroissement serait le résultat à la fois d’hausse de la SAU chez les bénéficiaires d’environ5 ha entre 2000 et 2005 (et une hausse de la STH de même ampleur) et d’une baisse dela SAU chez leurs jumeaux d’environ 13 ha (et une baisse de la STH de même ampleur) surla même période. Sur la base de ce résultat, la PHAE aurait eu effet important puisqu’elle seraità l’origine d’environ 835 000 ha de STH supplémentaires en France, 30 pour un coût minimalde 275 euros par hectare supplémentaire. 31 Cependant, ce changement concomitant etde direction opposée de la taille des exploitations dans les groupes de bénéficiaires et de nonbénéficiaires « matchés » suggère que des transferts de terre importants ont eu lieu entre lesbénéficiaires et leurs jumeaux non bénéficiaires, 32 ce qui remet en cause la validité des résultatsobtenus, et ce pour au moins deux raisons.D’une part, si la PHAE est à l’origine de ces transferts de terre, alors l’hypothèse SUTVAd’absence de diffusion des effets de la politique évaluée aux non bénéficiaires est prise en défaut(puisque la SAU et la STH des non bénéficiaires n’auraient pas été les mêmes en l’absencede la PHAE). D’autre part, si les (rares) non bénéficiaires de la PHAE, bien que jumeaux des28. Bien que les écart-types obtenus par la méthode d’Abadie et Imbens (2006a) apparaissent plus faibles, la méthodedu « subsampling » est la plus robuste. Ce sont donc ces résultats qui doivent être privilégiés dans l’interprétationdes effets estimés.29. Résultat obtenu en rapportant la dépense totale pour la PHAE en 2005 (environ 230 millions d’euros) à lasurface totale de STH supplémentaire estimée.30. Résultat obtenu en multipliant l’effet moyen estimé au nombre de bénéficiaires en population, en supposantque l’effet estimé à partir de l’échantillon des bénéficiaires du support commun est valable pour les l’ensemble desbénéficiaires.31. Résultat obtenu en rapportant la dépense totale pour la PHAE en 2005 (environ 230 millions d’euros) à lasurface totale de STH supplémentaire estimée.32. En effet, les non bénéficiaires jumeaux étant trois fois moins nombreux que les bénéficiaires dans l’échantillon,l’accroissement total de SAU chez les bénéficiaires apparaît de même ampleur que la diminution totale deSAU chez les jumeaux.89