WP 10 — The Assessment Gap in Quebec : rapport de l'« editorial board » (révision scientifique du 2026-10-17)
Version examinée : 1.0 (août 2026, 29 p., tag pre-revision-20261017). Version produite : 1.1 (octobre 2026, 45 p.).
Données brutes présentes localement (data/raw/*.parquet, 100 Mo) : toutes les réanalyses ci-dessous ont été exécutées
(scripts/06_revision_analyses.py, 38 s) ; aucune n'est hypothétique.
1. Diagnostic général
Le papier v1.0 repose sur une construction de données remarquable (522 769 ventes appariées à la parcelle aux rôles triennaux de 625 municipalités, cellules municipalité × rôle × année) et sur un design propre (effets fixes de cellule exploitant la date statutaire de l'art. 46 LFM). Sa conclusion centrale (« régressivité omniprésente, large et statistiquement sans ambiguïté ; 95 % des municipalités échouent au test IAAO ; le décile inférieur paie 65 % de trop ; Montréal seule exception ; la staleness double l'iniquité ») n'a pas résisté à l'examen :
- Traitement des ratios extrêmes. Le trim 1/99 par millésime de rôle laisse dans chaque marché 6,1 % de ratios > 1,5 et 3,2 % > 2 (prix déclaré inférieur à la moitié de la valeur au rôle). La règle de l'annexe B de l'IAAO (1,5 × IQR intra-strate, limite 5–10 % pour les grands échantillons non validés) retire 9,2 % des ventes, dont 53 % du décile de prix inférieur. Sous cette règle : γ_FE −0,344 → −0,088 ; γ_IV −0,083 → −0,013 (n.s.) ; COD 28,5 → 17,0 ; PRD 1,072 → 1,004 ; PRB −0,029 → +0,025 ; part des municipalités COD > 15 : 99 % → 30 % ; PRB < −0,05 : 95 % → 24 % ; PRB < −0,10 : 84 % → 5 % ; décile 1 : +64,9 % → +6,6 %. La grille de cinq règles (Table 5) est monotone. Le registre québécois ne portant aucun indicateur de pleine concurrence, la v1.1 présente les deux traitements comme bornes (supérieure/inférieure) et discute les deux lectures.
- Localisation de la non-proportionnalité. La v1.0 affirmait, à partir du profil quantile, que « la défaillance est concentrée au sommet ». Erreur d'interprétation : τ indexe la distribution conditionnelle de ln AV sachant le prix, pas la distribution des prix. La spline (Sunderman et al. 1990) montre β = 0,07 dans le quintile inférieur de prix intra-marché et 0,89 / 0,71 / 1,00 / 0,95 au-dessus : la proportionnalité tient sur les 80 % supérieurs et casse en bas, exactement où siègent les ratios extrêmes. Le binscatter (fig. 6) le montrait déjà.
- Biais d'atténuation. Exposition formelle ajoutée (éq. 6–8 et annexe A) : plim β_F = β(1−λ) ; borne inverse de Kochin–Parks/Kennedy 1/β_R = 1,137 → l'encadrement classique [0,656 ; 1,137] contient 1 ; l'IV de Clapp (β 0,917, F de 1re étape 2 418) implique un écart-type de bruit transactionnel de 0,25 log-point (0,28 pour rationaliser β = 1), invraisemblable pour des ventes de pleine concurrence (les AVM hédoniques sur données québécoises comparables, WP 11, atteignent 14–17 % de MdAPE erreur de modèle comprise) mais plausible pour un registre contenant des transferts à prix nominal. L'instrument de Clapp dépend du rang de AV donc de ε : biais vers le haut, d'où « encadrement descriptif » et non identification ponctuelle. L'amplification de l'atténuation par les effets fixes (Griliches–Hausman 1986) explique le « raidissement » pooled → FE.
- Mécanisme « staleness ». La PRB province (−0,10 en 2021-22, −0,00 en 2024) est un effet de composition : la PRB médiane des blocs municipalité-année (échantillon de base) est −0,19 à −0,26 toutes les années et sans gradient par bande de décalage (−0,21/−0,22/−0,19) ; γ_FE est plat par bande (−0,34/−0,34/−0,36). Sur l'échantillon élagué, un effet intra-municipal existe mais modeste : PRB −0,044 (2021), −0,043 (2022), −0,016 (2023), ≈ 0 ensuite. Reformulé : « élargit à la marge, ne génère pas ».
- « Exception montréalaise ». γ_FE intra-Montréal = −0,18 (base) / −0,03 (élagué) ; γ_IV +0,03. La PRB positive tient à la composition (49 % de condos) et au caractère pondéré par les niveaux de la PRB. Après élagage, les 10 grandes villes ont COD 9,2–12,3 et PRB −0,056 à +0,027 ; Montréal est la moins régressive, pas une exception. Retiré du titre de section, des figures et de l'abstract.
- Transfert fiscal. Dépend de la variable de tri : décile 1 = +64,9 % (prix, médiane), +59,2 % (prix, neutre en recettes), +5,6 % (proxy IAAO), −5,4 % (valeur au rôle, image miroir) ; échantillon élagué +6,6 %. Hypothèses explicitées (taux unique de la catégorie résiduelle, étalement art. 253.27 et 253.51, incidence statutaire vs capitalisation Oates 1969). Chiffre-phare remplacé par un intervalle 6–65 % et un « plus défendable » de 5–7 %.
- Inférence. 625 clusters emboîtant les cellules : correct. Mais 8 clusters pour « > 10k ventes », 66 pour condos, 1 pour chaque ville (HC robuste) : signalé partout. t > 11 « dans toutes les variantes » était faux (6,6 pour le trim 5/95) ; corrigé.
- Cadre institutionnel. Vérifié sur le texte consolidé de LégisQuébec (17 oct. 2026) : art. 5 (MRC = OMRE), 14 (triennal), 14.2 (prolongation ministérielle → décalages jusqu'à 102 mois, 1,5 % des ventes ; la v1.0 disait « 18 à 54 mois »), 46 (texte exact), 72 (rôle non déposé reconduit), 124 (révision), 244.29–244.30 (taux variés, catégorie résiduelle), 253.27/253.51 (étalement — contredit l'« exactitude » de la v1.0), 264 (proportion médiane et facteur comparatif : le Québec fait déjà une étude de niveau annuelle). « Taux d'appel faibles » non sourcé → retiré. Absence de déclaration de pleine concurrence ajoutée.
2. Diagnostic par section (v1.0 → v1.1)
| Section | Forces | Faiblesses / erreurs trouvées | Traitement |
|---|---|---|---|
| Abstract | clair | surclame (« first province-wide evaluation… Canadian » ; « doubles » ; « Montréal only progressive » ; 65 %) | réécrit en bornes |
| Introduction | motivation, design | mêmes surclames ; « statistically unambiguous » ; quantile mal lu ; « four times stronger » | réécrit ; 3 résultats dont le 1er qualifie les autres |
| Littérature | bonne couverture US | 2 réf. non vérifiables (Bell 1984, MPAC 2022), 1 titre inventé (Quintos « gradient boosting »), 1 réf. hors sujet (Found & Tomlinson), Baar 1981 sans DOI, mcmillen2022 « online first » (publié JHE 2023) ; pas de mention des règles d'élagage ni des bornes EIV | 6 retirées/remplacées, 17 ajoutées (toutes DOI) ; §sur l'élagage et l'incidence |
| Institutionnel | pertinent | imprécisions légales (voir 1.8) ; « exact mapping » ; « appeal rates low » | réécrit sur le texte de loi |
| Données | cascade transparente | 574 « autres » omis ; 85 muni-années à 2 rôles non dits ; rien sur la queue des ratios | ajoutés ; §4.3 « deux traitements » |
| Méthodologie | correcte | pas d'algèbre de l'atténuation ; PRB sans le critère ±0,10 ; COD 15 appliqué aux plex/chalets (norme 20) ; quantile mal interprété ; tax shift sans hypothèses | éq. 1–9 ; bornes ; spline ; §incidence |
| Résultats | tables générées | « 0.75 log points » (= points de %) ; « land-heavy noisy » contredit par coefficient n.s. ; « Montréal lone progressive » ; « accelerating rate at the top » | corrigés ; 3 sous-sections nouvelles (sensibilité, spline, grandes villes) |
| Robustesse | battery utile | t > 11 faux ; « < 0.005 » faux (0,006) ; trim 5/95 pooled ≠ base ; F « enormous » non chiffré | corrigés ; 2 tables (COD temps, PRB blocs) ; F = 2 418 |
| Discussion | mécanismes | « doubling » ; Montréal ; absence du mécanisme n° 1 (registre) | réécrit (4 couches, 4 leviers dont validation des ventes) |
| Conclusion | — | reprend les surclames | réécrite |
3. Méthodologie : verdict point par point (§3 du master prompt)
- Spécification justifiée : oui (Cheng log-log, EF cellule). Hypothèses explicites : désormais oui (éq. 6).
- Variables définies : oui ; précision ajoutée sur les cellules à deux rôles.
- Effets fixes appropriés : oui ; mais ils amplifient l'atténuation — maintenant dit.
- Dépendance spatiale/temporelle : clustering municipal emboîtant les cellules, défendable ; dépendance spatiale inter-municipale non traitée (limite notée). Ajustement temporel intra-année : vérifié sans effet (Table 14).
- Erreurs-types : correctes au niveau agrégé ; peu de clusters dans trois sous-groupes → signalé ; wild bootstrap recommandé (non fait).
- Construction d'échantillon transparente : oui, et désormais la décision la plus lourde (élagage) est exhibée.
- Robustesse adressant les vraies menaces : la v1.0 testait tout sauf la menace décisive ; corrigé.
- Interprétation des coefficients : quantile corrigée ; « log points » corrigé.
- Significativité statistique vs économique : les γ_IV élagués (−0,01) sont distingués des γ_FE significatifs mais petits.
- Affirmations causales : « staleness is a first-order driver » retirée ; mécanismes présentés comme interprétations.
4. Littérature
Références v1.0 : 44 ; v1.1 : 51, toutes vérifiées (Crossref via API, DOI inscrit ; RePEc pour Cheng 1974 ; pages éditeur Lincoln Institute pour McMillen 2011 et Bird–Slack–Tassonyi 2012 ; bibliographie secondaire pour Gloudemans 2011 F&E ; texte de loi pour LFM). Retirées : Bell 1984 (introuvable), MPAC 2022 (introuvable), Found & Tomlinson 2017 (hors sujet), Baar 1981 (sans DOI, non nécessaire), Clapp 1990 « vacant land » (non citée), Quintos « gradient boosting » (titre inexistant → remplacée par Quintos 2020 Gini, DOI 10.63642/1357-1419.1225). Corrigées : mcmillen2022allocative → McMillen & Singh 2023 JHE 61:101950 ; Oates & Fischel pages 415–433 ; Cheng 1974 numéro 3–4 ; Avenancio-León & Howard DOI 10.1093/qje/qjac009 ; hodge2017, mcmillen2020, ross2012, plummer2014, etc. : DOI ajoutés. Ajoutées (DOI) : Cheng 1970 ; Kochin & Parks 1984 (réponse) ; Klepper & Leamer 1984 ; Griliches & Hausman 1986 ; Koenker & Bassett 1978 ; Cameron & Miller 2015 ; Abadie et al. 2023 ; Birch & Sunderman 2014 ; Birch, Sunderman & Radetsky 2017 ; Cornia & Slade 2005 ; McMillen 2013 ; McMillen & Singh 2023, 2026 ; Harris & Lehman 2001 ; Bird, Slack & Tassonyi 2012 ; Gloudemans 2011 (PRB) ; Oates 1969 et Oates & Fischel 2016 (déjà au .bib, désormais citées).
5. Résultats : incohérences trouvées et corrigées
Voir CHANGELOG §2. Principales : abstract/intro/conclusion vs tables (65 %, « 4×», « doubles »), t-stats, « < 0.005 », « 18–54 months », unités du tableau horizontal, classes manquantes (574), interprétation τ, « exact » du transfert fiscal, norme COD par classe.
6. Réanalyses exécutées (script 06, sorties results/reproduced/rev_*.csv, tables results/tables/rev_*.tex)
Bornes EIV + 1re étape ; spline 5 segments (EF cellule, SE clusterisées) ; transfert fiscal × 3 tris × 2 référentiels + part d'outliers par décile ; COD municipal × 3 schémas temporels ; PRB par bande de décalage et par année sur blocs muni-année (base et élagé) ; γ_FE/γ_IV des 10 grandes villes (base et élagé) ; grille de 5 règles d'élagage × batterie complète ; hétérogénéité élagée ; comptes de clusters.
7. Analyses recommandées, non exécutées
- Wild-cluster bootstrap (Cameron–Miller) pour les sous-groupes à 8 et 66 clusters.
- Validation des ventes : appariement au Registre foncier (acte, lien vendeur-acheteur, succession, prix « 1 $ et autres considérations ») pour trancher la nature des 9 % de ratios extrêmes — la extension décisive ; données non disponibles dans le dépôt.
- Analyse par arrondissement à Montréal et par unité de voisinage du rôle (
role_unite_voisinage, présent dans les données brutes). - Liaison aux caractéristiques de recensement (incidence par revenu).
- Prise en compte des résolutions d'étalement (art. 253.27) par municipalité pour un transfert fiscal exact.
- Dépendance spatiale des erreurs d'évaluation (Moran, SE Conley).
8. Limites restantes
Absence d'indicateur de pleine concurrence (borne irréductible) ; troncature < 50 k$ ; période 2021-26 atypique ; révisions/rénovations non observées ; incidence statutaire ; peu de clusters dans trois sous-groupes.
9. Maturité pour publication
Cible : Regional Science and Urban Economics (repli National Tax Journal). La v1.1 est honnête et défendable ; sa contribution est désormais double (première ratio study provinciale canadienne ; démonstration que l'« assessment gap » mesuré dépend de la règle d'élagage — un point méthodologique transférable à la littérature US). Risques de rejet : (i) un rapporteur peut juger la conclusion « entre les bornes » insuffisamment tranchée — la réponse est l'extension « validation des ventes » ; (ii) RSUE attendra davantage de spatial (arrondissements, voisinages) ; (iii) NTJ demandera l'incidence par revenu. Recommandation : soumettre à NTJ ou au Journal of Housing Economics en l'état ; pour RSUE, ajouter l'analyse par unité de voisinage avant soumission.