Assurance inondation américaine : un modèle place la subvention optimale du NFIP à 52 %

J'avais titré que supprimer la subvention coûte « aussi cher » que la maintenir, une égalité que le papier ne pose pas et que son propre optimum (52 %, pas 0 %) contredit ; j'ai retitré sur ce que le modèle établit réellement. J'avais écrit que les auteurs « chiffrent » le coût du report vers l'aide publique, alors que le document ne publie aucun montant et parle d'un paramètre estimé dans son modèle : j'ai corrigé le sous-titre, la description et le corps. J'avais mis sous l'étiquette « Ce que les données établissent » un résultat de modèle calibré sous deux hypothèses nommées, présenté comme une mesure « réelle » et une « corrélation observée » : j'ai rebasculé ces passages sous « Ce que le rapport écrit » et « Canal modélisé », et retiré « réellement » et « observée ». J'avais perdu entièrement les deux hypothèses du résultat central et sa fourchette de sensibilité (33 % à 89 % selon la générosité perçue de la FEMA et la perception du risque) : je les ai réintégrées, avec le second résultat du papier (8 % de subvention qui s'autofinance). J'avais inversé l'ordre des auteurs, Solomon puis Gruber, alors que la page de titre du document porte Gruber puis Solomon : j'ai corrigé partout où l'ordre apparaît. J'avais enfin écrit que l'aléa moral était « documenté de longue date dans la littérature sur l'assurance catastrophe » sans aucune source pour cette généalogie, et que le résultat « établissait » un principe transposable : j'ai coupé la première et nuancé la seconde en interprétation personnelle. J'ai converti les réserves en liste. Ma note de niveau de preuve affichait ensuite « résultats mixtes » sur une pièce qui ne cite qu'une source et dont les réserves disent ne rien savoir d'une réplication : je l'avais donc renseignée sur l'impossibilité d'évaluer un accord entre études, au lieu de laisser lire un désaccord. J'écrivais que l'estimation « varie fortement » en n'énumérant que les trois sensibilités qui écartent l'optimum, alors que les auteurs insistent sur sa stabilité sur deux autres, 47 à 48 % et 39 % : je les ai réintégrées. Je perdais aussi une des deux hypothèses que je prétendais restituer, les reports vers l'aide publique tenus pour fixes au même titre que la générosité de la FEMA. J'écrivais que la réforme revenait « à une tarification plus proche du risque effectif de chaque bien » et qu'elle chiffrait un coût « au lieu de le laisser à l'état d'hypothèse qualitative » : le document ne porte ni cette granularité ni cet état antérieur de la littérature, j'ai retiré les deux. J'attribuais à la source une cause du recul de la couverture, la prime pleine qui excéderait la capacité de payer, qu'elle n'écrit pas, sous une étiquette qui annonce du relevé documentaire : je me suis tenu à ce qu'elle écrit, la couverture recule. J'écrivais « chaque réévaluation » et « brutalement » sur le risque de reclassification, deux amplitudes que rien ne porte. Je renvoyais enfin à un « marché climatique européen documenté par l'EIOPA » sans aucune source pour ce périmètre, et j'ai ajouté un résultat distributionnel du papier que j'avais laissé de côté, la décroissance de la subvention optimale avec le revenu. En rouvrant le document, j'ai trouvé qu'il portait plusieurs choses que je m'étais interdites faute de les avoir lues, et j'ai corrigé dans ce sens. J'avais retiré la granularité de la réforme : le document l'écrit à trois endroits, jusqu'à opposer la tarification par zone à la tarification au bien, et je l'ai rétablie. Je laissais dehors le niveau de subvention d'avant la réforme, environ 50 % de la police moyenne, et la distorsion qui l'accompagnait entre polices à risque faible et à risque élevé : je les ai ajoutés, en précisant que c'est un calcul des auteurs et non une donnée publiée par le programme. J'écrivais que la couverture recule sans pouvoir dire pourquoi, après avoir retiré une cause que je prêtais au document sans qu'il l'écrive : il la chiffre, semi-élasticité de la demande de -0,32 estimée sur 2 084 307 observations police-année, et j'ai écrit ce passage avec la définition exacte de cette grandeur et les réserves que les auteurs posent sur leur propre chiffre. Je parlais d'« une plage d'élasticité » sans dire laquelle : c'est la semi-élasticité de la demande, de 0,32 à 0,059, et je la nomme désormais ; j'annonçais sa variation d'un facteur cinq d'après le document, je l'ai recalculée sur ses propres valeurs et je publie les deux bornes. Ma fourchette de sensibilité s'arrêtait avant les valeurs qui la rendent lisible : 15 % si l'aide fédérale disparaissait, 100 % au second degré d'aversion au risque, 53 % pour les résidences principales en regard des 19 % des autres, 14 % au terme de l'empilement d'hypothèses défavorables et 65 % dans l'autre sens. Je les ai ajoutées, avec l'avertissement des auteurs contre la lecture qui couperait en même temps l'aide fédérale et la subvention. Je présentais le report vers l'aide fédérale comme un paramètre de modèle sans dire sur quoi il est estimé, 886 observations comté-catastrophe ; ce qui reste vrai et que je maintiens, c'est qu'aucun montant d'aide reportée n'est publié. Ma note de puissance affichait « très petite, moins de cent observations » alors que le document publie trois effectifs, de 886 à 3 529 254 : je l'ai relevée d'un cran, jusqu'au plafond que le barreau de type de preuve autorise, et l'indice passe de 19 à 21. Mon axe convergence, lui, était renseigné sur une impossibilité : les auteurs recensent d'autres travaux chiffrés sur la même demande, de -0,15 à -0,75, et la valeur « résultats mixtes » se lit désormais sur cette dispersion au lieu d'affirmer un désaccord que rien ne portait. Deux conditions de mon relevé de preuve manquante étaient fausses, puisqu'elles décrivaient comme inexistant ce que le document estime sur des comtés et des polices réels : je les ai réécrites sur ce qui manque vraiment, le montant d'aide effectivement causé par le recul de la couverture et le prix que les ménages attachent à une protection contre la reclassification. J'ai enfin déplacé le caractère modélisé du résultat dans la première phrase de la description, où il arrivait trop tard. J'écrivais ensuite que le risque de reclassification passait par « une réévaluation de zone », alors que le document oppose explicitement la tarification par zone d'avant la réforme à la tarification au bien qu'elle installe, et que j'écrivais moi-même trois phrases plus haut que chaque bien est tarifé sur son propre risque : c'est une réévaluation du risque du bien lui-même, et je l'ai corrigé. Je présentais aussi le report vers l'aide fédérale comme le passage d'une ligne budgétaire « prévisible » à une ligne « imprévisible et potentiellement plus coûteuse » : le document ne compare ni la prévisibilité ni le coût de ces deux lignes, et cette qualification était logée sous une étiquette qui annonce du relevé documentaire. Je l'ai coupée plutôt que déplacée. Je définissais la semi-élasticité « pour une variation de 1 % » du prix de renouvellement là où le document écrit « pour une variation en pourcentage », sans donner de mise à l'échelle par point : j'ai repris sa formulation. Ma prime moyenne de 944 puis 1 739 dollars était posée juste après les 2 084 307 observations police-année, ce qui l'attachait à une population qui n'est pas la sienne : elle porte sur les 3 529 254 polices tarifées sous la réforme, et je le dis désormais. Je comptais les résidences non principales parmi les hypothèses que les auteurs font varier, alors qu'un sous-groupe de population n'est pas une hypothèse : il y en a deux, et le 19 % contre 53 % est passé avec le reste de l'hétérogénéité. J'écrivais que les auteurs « établissent » la décroissance de la subvention optimale avec le revenu, qui est une sortie de leur modèle, et j'attribuais aux secteurs les plus pauvres une « réponse plus forte au prix » quand le document parle de leur réponse de prévention : j'ai corrigé les deux. Je rapportais enfin les valeurs de 0,25 à 0,29 sans dire de qui elles venaient, alors qu'elles sont de Mulder (2024b) et arrivent ici en seconde main, et je perdais la clause qui donne au 0,2 entre comtés sa fonction, n'être pas affecté par le déploiement national d'information. En relisant le document pour ce qu'il autorise et que je ne portais pas encore, j'ai nommé les quatre travaux dont les auteurs reprennent les valeurs d'élasticité, de Mulder (2024a) à Landry et Jahan-Parvar (2011), au lieu d'annoncer une plage sans producteur, et j'ai chiffré la sous-perception du risque qui produit les 89 %, fixée à 43 % d'après Bakkensen et Barrage (2022). Mon indice ne bouge pas, et je l'ai revérifié dans les deux sens : le type de preuve reste un faisceau de cas nommés, puisque l'échelle du domaine écarte du barreau supérieur un modèle économique stylisé et calibré, ce même barreau plafonne l'axe puissance là où il est déjà, et l'axe convergence reste mixte, sur une dispersion d'un facteur cinq entre les deux extrêmes des travaux recensés. Ce dernier point était faux. J'avais noté la convergence « résultats mixtes » en lisant un accord sur le paramètre de demande comme un accord autour de l'optimum, alors que je ne cite qu'un document, que les quatre estimations de la littérature ne me parviennent qu'à travers lui, et que l'optimum est précisément peu sensible à ce paramètre, comme je l'écris moi-même : la convergence n'est pas mesurable, et l'indice passe de 21 à 18. Mon résumé énonçait comme des faits établis le coût de la suppression et les deux effets qui s'y substituent, alors que ce sont des sorties du modèle et que mes propres réserves disent le report vers l'aide fédérale non mesuré : je l'ai rattaché au modèle. Mon introduction posait une règle générale sur les pools de mutualisation que le document ne porte pas, lui qui traite de la seule subvention du NFIP : je l'ai ramenée à ce programme. J'écrivais que l'empilement des hypothèses « les plus défavorables » descendait à 14 % « sans jamais » annuler l'optimum, alors que cet empilement divise par deux la générosité de la FEMA sans la supprimer, que les auteurs désignent cette générosité comme la variable qui fait le plus baisser l'optimum, et qu'ils précisent que ce plancher ne tient pas compte des frictions comportementales : j'ai repris leurs termes et leur réserve. Je leur prêtais d'opposer la semi-élasticité à une élasticité « au sens usuel », alors qu'ils la désignent eux-mêmes comme une élasticité et la situent dans la fourchette des estimations publiées : j'ai corrigé. J'ai ajouté ce qu'ils écrivent et que je ne portais pas : la réponse de la demande augmente à mesure que la subvention diminue, et leur extrapolation dans le temps relève les élasticités d'environ 40 à 70 %. Le résumé rattachait la baisse à 47 % ou 48 % au seul scénario climatique, alors qu'elle vient de l'extrapolation dans le temps de la réaction des ménages, comme le dit le corps. La note de convergence oubliait un quatrième effectif publié, celui de la marge intensive. La FEMA est le levier de politique publique qui fait le plus baisser l'optimum, pas la variable la plus influente de toutes. La note de citation liste maintenant la page de résumé et l'introduction. L'indicateur d'effectif affichait une fourchette de 100 à 1 000 observations à côté de deux millions d'observations annoncées dans le résumé : il dit maintenant que c'est le barreau de preuve qui le plafonne. La réserve sur la semi-élasticité rattache le caractère national et sans décalage aux déploiements d'information, comme l'écrivent les auteurs, et non à la transition de prix. Le deuxième point du résumé ne gardait que les hypothèses qui font baisser l'optimum ; il dit maintenant aussi que la prise en compte de la sous-perception du risque le porte à 89 % ou plus, et compare les résidences non principales aux résidences principales plutôt qu'à l'optimum d'ensemble. La conclusion ne prête plus au modèle un objectif d'accessibilité qu'il ne pose pas, et la prime de référence est celle que produisent les modèles de catastrophe, pas un risque observé. Le paragraphe final étendait à tout dispositif de mutualisation deux canaux que les auteurs n'établissent que pour le NFIP ; il est désormais présenté comme une extrapolation que l'étude ne fait pas, et invite à vérifier si ces reports existent ailleurs plutôt qu'à les supposer. Le résumé parlait d'un report vers l'aide fédérale estimé ; c'est un coefficient de report, que le modèle applique, et aucun montant d'aide reportée n'est mesuré. Les auteurs placent leur semi-élasticité « à peu près au milieu » des élasticités publiées qu'ils citent ; sur les quatre valeurs qu'ils nomment, elle est plus élastique que trois, et les deux grandeurs diffèrent : la note d'indice et le corps le disent désormais. Le titre nomme maintenant la grandeur, la subvention optimale. J'avais écrit que la comparaison des auteurs portait sur deux grandeurs distinctes ; le papier désigne la sienne comme une semi-élasticité mais ne précise pas la nature des estimations qu'il cite, et je m'en tiens à cela.