Politique budgétaire et dynamiqueéconomique en France : l’approche VAR

structurel∗

Olivier B † Elie G ‡

Septembre 2004

Résumé

Afin d’évaluer l’efficacité de la politique budgétaire en France, ons’inspire de l’approche structurel de Blanchard et Perotti [2002].Conformément aux modèles keynésiens, le papier atteste l’efficacitémacroéconomique à court terme d’une hausse structurelle de la dé-pense publique en France (multiplicateur proche de 1,4) qui, au-delàde son impact mécanique sur la demande globale, stimule la consom-mation et l’investissement privés. De même, l’effet estimé sur l’activitéd’une hausse structurelle des recettes publiques est négatif, en raisonessentiellement de la contraction de la consommation privée ; cepen-dant, cette réponse est faible (multiplicateur proche de -0,1 seulement)et n’est significative qu’à très court terme, même si ce résultat varieselon le type de recettes considéré. On note enfin que la politique mo-nétaire ne semble pas avoir d’effet substantiel sur les multiplicateursbudgétaires.

∗Nous tenons à remercier vivement Eric Dubois, Selma Mahfouz, Corinne Prost, DavidThesmar, Pierre-Olivier Beffy et deux rapporteurs anonymes d’Economie et Prévisionpour leur relecture précieuse, Antoine Magnier pour ses conseils utiles, ainsi que MartinePalus, Hélène Poncet, Gilbert Rini, Michel Tafflet et Isabelle Valdés pour leur aide. Nousremercions également Olivier J. Blanchard pour ses réactions.

†Ecole nationale de la Statistique et de l’Administration économique, oli-vier.biau@ensae.org.

‡Direction de la Prévision et de l’Analyse économique, Ministère de l’Economie, desFinances et de l’Industrie, elie.girard@dp.finances.gouv.fr.

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Introduction

Contrairement à l’abondante littérature empirique sur les effets de lapolitique monétaire, la politique budgétaire était, jusqu’à récemment, l’ob-jet de moins d’attention de la part des économistes. Ce manque d’intérêtcontrastait avec la multiplication des débats publics sur les effets macroéco-nomiques des finances publiques (discussions à propos du Balanced BudgetAmendment aux , contestations de la limite du déficit imposée par lepacte de stabilité et de croissance en Europe). En outre, alors qu’il existeglobalement un consensus sur les effets de la politique monétaire, la thèseselon laquelle la politique budgétaire est un outil efficace de la politiqueéconomique ne fait pas l’unanimité au sein des économistes.

Blanchard et Perotti [2002], puis Perotti [2002], ont relancé le débat surl’efficacité de la politique budgétaire en proposant une évaluation de ses effetsdynamiques sur les variables macroéconomiques, en particulier sur le , àpartir d’un modèle de type " 1 structurel". Cette méthodologie permet decalculer des multiplicateurs budgétaires en s’affranchissant des spécificationsinhérentes aux gros modèles macroéconométriques qui, du fait même de leurstructure souvent néo-keynésienne, postulent plutôt qu’ils n’estiment l’effetde la politique budgétaire sur l’activité.

Le présent travail s’inspire de cette méthodologie pour évaluer l’efficacitéde la politique budgétaire en France à l’aide de données trimestrielles sur lapériode 1978-2003. Conformément aux modèles keynésiens, le papier attestel’efficacité macroéconomique à court terme d’une hausse structurelle de ladépense publique en France (multiplicateur proche de 1,4) qui, au-delà deson impact mécanique sur la demande globale, stimule la consommation etl’investissement privés. De même, l’effet estimé sur l’activité d’une haussestructurelle des recettes publiques est négatif, en raison essentiellement de lacontraction de la consommation privée ; cependant, cette réponse est faible(multiplicateur proche de -0,1 seulement) et n’est significative qu’à très courtterme, même si une baisse des seules cotisations sociales salariales apparaîtrelativement efficace (multiplicateur proche de -0,4) et plus durable.

Le papier est organisé de la façon suivante. La partie 1 présente les avan-tages de la méthodologie structurel. La partie 2 précise la constructiondes deux variables budgétaires - dépenses et recettes publiques - utiliséesdans les estimations, ainsi que les sources de données. La spécification (enparticulier le choix de certaines élasticités) et l’estimation du modèle sont

1Vectoriel autorégresssif.

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exposées à la partie 3. La partie 4 vérifie la pertinence du modèle en com-parant les chocs structurels estimés de dépenses et de recettes publiques àl’historique des mesures budgétaires. La partie 5 présente les résultats desestimations effectuées dans la procédure d’identification de la partie 3. Lesrésultats empiriques (réponses à des chocs budgétaires simulés) sont discu-tés à la partie 6 (impact sur l’activité) et précisés à la partie 7 (impactsur les composantes de la demande). La partie 8 présente une évaluationdes impacts différenciés sur le de chocs structurels de catégories spéci-fiques de recettes (cotisations sociales salariales, impôt sur le revenu). Lapartie 9 évalue le rôle de la politique monétaire. La partie 10 propose deséléments d’explication concernant la faiblesse du multiplicateur de recettesobtenu. La partie 11 teste la sensibilité de la modélisation. La dernière par-tie compare enfin les estimations obtenues dans ce papier aux résultats desmodèles macroéconométriques utilisés pour la France et à ceux des modèles

structurels déjà mis en œuvre pour d’autres pays de l’O .

1 Choix du modèle

Les estimations sont menées à partir d’un structurel à 5 variables(soit 5 équations) : trois variables principales permettent d’évaluer directe-ment les effets de la politique budgétaire sur l’activité - les recettes publiques(TA), les dépenses publiques (G) et le (Y ) - et deux variables de contrôlele niveau des prix (P ) et le taux d’intérêt (R), permettant d’isoler les effetsde la politique monétaire2.

La modélisation structurel présente de nombreux avantages :

— L’intérêt d’un modèle par rapport à un modèle macroéconomé-trique est avant tout sa simplicité ; il s’agit en effet d’estimer un sys-tème de faible dimension ;

— La mise en place et l’utilisation d’un modèle structurel nécessiterelativement peu de contraintes ; les simulations qui en résultent re-posent ainsi sur un nombre limité d’hypothèses économiques (contrai-rement, à nouveau, aux modèles macroéconométriques usuels) ;

— La méthodologie structurel permet enfin de simuler des chocsstructurels (c’est-à-dire en l’occurence des chocs issus de décisions de

2Le taux d’intérêt réagissant plutôt aux variations de l’output gap (ou écart de produc-tion : production effective - production potentielle) qu’à celles du , on simule égalementle modèle en remplaçant le par l’output gap : les résultats obtenus sont très similaires(cf. partie 11).

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politique budgétaire indépendantes entre elles et de l’environnementmacroéconomique).

Bien entendu, ce type de modélisation comporte également des inconvé-nients, qui d’ailleurs sont inhérents à ses avantages. En particulier, le faitde "laisser parler les données" ne permet pas de spécifier les comportementsdes agents et l’identification des canaux de transmission économiques deschocs simulés aux variables modélisées en est par conséquent rendue plusdifficile.

On peut s’interroger sur l’utilisation réduite de cette méthodologie pourévaluer l’efficacité de la politique budgétaire, alors que la politique monétairea souvent fait l’objet de son application. La fréquence des données moné-taires en est sans doute une explication ; les données trimestrielles de financespubliques de l’Insee (disponibles en France depuis 1978 dans la base 1995)permettent pourtant de travailler sur l’impact de la politique budgétaire defaçon statistiquement convenable (une centaine de points).

Sans doute est-il nécessaire ici de préciser la notion centrale de chocstructurel entendue au sens des structurels. Les résidus canoniques (ou"innovations" canoniques) issus du modèle canonique représentent deschocs ou impulsions dont la propagation se traduit par les fluctuations dusystème dynamique étudié. Pour autant, les innovations ainsi obtenues nepeuvent pas être assimilées à des chocs structurels : elles représentent seule-ment la partie non prévisible compte tenu de l’information provenant desréalisations passées des variables (endogènes) du système. En l’occurence,les résidus de recettes et de dépenses publiques du modèle canoniqueutilisé dans ce papier peuvent être interprétés comme la combinaison linéairede trois types de chocs (bien entendu, la décomposition proposée ici n’estpas unique) :

— les réponses mécaniques et immédiates - à l’intérieur du trimestre - desrecettes et des dépenses publiques aux innovations du , des prix etdu taux d’intérêt (réponses de type "stabilisateurs automatiques") ;

— les réponses discrétionnaires systématiques et instantanées de la poli-tique budgétaire (dans le cas d’une politique budgétaire raisonnable-ment contracyclique, par exemple) aux évolutions du , des prix etdu taux d’intérêt ;

— les chocs discrétionnaires autonomes de la politique budgétaire (nerésultant pas d’une situation macroéconomique particulière) ; ce sontces derniers chocs que l’on qualifie de "chocs structurels". Les chocs

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structurels de finances publiques représentent des décisions discrétion-naires autonomes prises par les pouvoirs publics et les partenairessociaux (gouvernement, pouvoirs décisionnaires locaux, caisses d’as-surance sociale et hôpitaux notamment) qui affectent les recettes pu-bliques (baisse de l’impôt sur le revenu ou des cotisations sociales parexemple) ou les dépenses publiques (augmentation de l’investissementpublic ou baisse des effectifs publics par exemple).

La méthodologie structurel consiste à passer des résidus issus ducanonique aux chocs structurels pouvant être interprétés sur le plan écono-mique. L’orthogonalisation nécessaire3 des résidus canoniques qui consisteà obtenir des impulsions qui à chaque instant sont non corrélées, peutêtre obtenue de manière conventionnelle en effectuant une décompositionde Choleski (processus de "trigonalisation") de la variance des innovationscanoniques. Mais ce mode d’orthogonalisation n’autorise pas une interpréta-tion économique des impulsions indépendantes obtenues. Shapiro et Watson[1988] et Blanchard et Quah [1989] ont les premiers proposé d’identifierdes chocs structurels qui soient interprétables économiquement : outre lescontraintes usuelles d’orthogonalisation, il s’agit de résoudre un système decontraintes traduisant des comportements économiques. Cette dernière mé-thode favorisant l’interprétation économique a été retenue dans Blanchardet Perotti [2002], puis Perotti [2002] ainsi que dans ce papier.

2 Données

La période d’estimation est 1978T1-2003T4 (un test de Chow sur lescinq séries en présence rétropolées jusqu’en 1970 permet de mettre en évi-dence une rupture structurelle en 1981T2 ; la période d’estimation apparaîtainsi relativement homogène). Les données utilisées sont issues des comptestrimestriels4 de l’Insee, excepté le taux d’intérêt, fourni par D .

Les recettes publiques, les dépenses publiques et le sont exprimés entermes réels5. Le niveau des prix est représenté par le déflateur du . Letaux d’intérêt est le taux interbancaire nominal à 3 mois. Les deux variables

3Des chocs structurels sont par nature indépendants, donc orthogonaux ; par exemple,un choc fiscal structurel ne doit pas résulter d’un choc structurel de PIB, de prix, de tauxd’intérêt ou encore de dépenses publiques.

4Ces données sont issues de la base de comptabilité nationale SEC 95 et sont corrigéesdes variations saisonnières et corrigées des jours ouvrables (CVS-CJO).

5Tous déflatés par le déflateur du , afin de faciliter le calcul des multiplicateursbudgétaires.

5

budgétaires sont en outre quelque peu modifiées pour satisfaire au besoind’une évaluation de l’efficacité macroéconomique de la politique budgétaire :

— La variable de dépenses publiques G utilisée est celle qui apparaît dansl’équilibre macroéconomique des biens et services. G est ainsi compta-blement égale à la somme de la consommation publique et de l’inves-tissement public, qui constituent l’ensemble de la demande publiqueen biens et services6. Cette restriction7 trouve sa justification dansla volonté d’évaluer l’impact sur le de la politique budgétaire :au regard de la définition du (production de biens et services),les dépenses en biens et services des administrations publiques ( )sont de nature sensiblement différente des transferts en espèces versles agents privés ;

— Si l’on considère le compte des (cf. tableau 1), les emplois cor-respondent au total des transferts et de G. La variable de recettespubliques TA est alors construite comme la différence des ressourcesdes et des transferts en emplois, afin que TA - G soit toujourségal à la capacité de financement des 8 ;

Emplois RessourcesTransferts Recettes fiscales

G et non fiscales

T . 1 — Compte simplifié des

— Enfin, la variable de recettes publiques définie ci-dessus est diminuéede l’impôt sur les sociétés ( ). Certes l’ représente en moyenne surla période environ 5 % de l’ensemble des recettes, mais ses variationspeuvent être très heurtées pour des raisons souvent indépendantes dela conjoncture, et, plus généralement, des variables prises en comptedans ce travail ( , taux d’intérêt, prix). En effet, plus que tout autreimpôt, l’ est l’objet d’une optimisation fiscale intense de la part desentreprises. La suppression de l’ n’affecte pas les estimations cen-trales des multiplicateurs budgétaires (calculées dans les parties 5, 6et 7) tout en améliorant leur précision.

6On néglige les variations de stocks publics et les objets de valeurs publics.7On exclut en effet de la variable de dépenses publiques l’ensemble des transferts aux

ménages et aux entreprises et la charge d’intérêts.8TA = Ressources - Transferts = Ressources - (Emplois - G) = Capacité de financement

+ G. En utilisant le code SEC 95, on a donc : TA = B9A + G.

6

3 Spécification et estimation du modèle

3.1 Le modèle var canonique

La dynamique du modèle est donc celle d’un trimestriel à 5 variablesen différence première sans relation de cointégration et à 5 retards9 qui peuts’écrire10 :

Xt = A(L)Xt−1 + ut

On note Xt = [∆tat,∆gt,∆yt,∆pt,∆Rt] le vecteur de dimension 5 devariables endogènes comprenant les différences premières du logarithme destaxes (ta), des dépenses (g), du (y), du niveau des prix (p) et la différencepremière du taux d’intérêt (R). Le vecteur des innovations canoniques estnoté ut = [utat , u

gt , u

yt , u

pt , u

Rt ] . C’est la partie non prévisible étant donnée

l’information contenue dans les réalisations passées des variables endogènes.A(L) est un polynôme de degré 5 : le choix du nombre de retards est obtenuà partir d’un test du rapport de vraisemblance ; ce résultat est confirmé parle critère d’information d’Akaike ( ). Ce nombre de retards est cohérentavec les décalages usuels entre assiette et imposition pour certains impôts11

et avec les délais de diffusion de la politique monétaire12. En outre, les résiduscanoniques obtenus avec le modèle à 5 retards ne sont pas autocorrélés (testdu "Portmanteau").

3.2 Le passage au modèle var structurel

D’un point de vue économique, les résidus canoniques utat et ugt n’ont pas

de signification précise. Comme indiqué précédemment, ces résidus peuventêtre interprétés comme une fonction de trois types de chocs : les stabilisa-teurs automatiques instantanés, les mesures discrétionnaires systématiqueset instantanées et les chocs structurels de politique budgétaire. Ces derniers,que l’on cherche à identifier, sont par nature indépendants entre eux et del’environnement macroéconomique passé.

Formellement, cette phase d’identification repose sur la constructiond’une matrice P vérifiant ut = P t : on suppose qu’à chaque date t, les

9Cf. Annexe A.10Dans toute la suite, on notera par une lettre majuscule les variables en niveau et par

une lettre minuscule les variables en logarithme. L’opérateur de différence première seranoté ∆.

11A titre indicatif, ces décalages concernent 40% des recettes fiscales de l’Etat.12Bruneau et De Bandt [1999] retiennent également 5 retards.

7

innovations canoniques s’expriment comme combinaisons linéaires des chocsstructurels contenus dans le vecteur t = [e

tat , e

gt , e

yt , e

pt , e

Rt ] .

Lorsqu’elle n’est pas issue d’une décomposition de Choleski, la déter-mination des coefficients de la matrice P est traditionnellement obtenue àpartir de trois jeux de contraintes de natures différentes :

— des contraintes d’orthogonalité au nombre de n.(n − 1)/2 (si n est ladimension du ) qui traduisent l’indépendance des chocs structurels ;

— des contraintes de normalisation au nombre de n qui correspondentsouvent à la diagonale de l’égalité PP = Ω, où Ω est la matrice de variance-covariance des résidus canoniques13 ;

— des contraintes économiques au nombre de n.(n− 1)/2 qui traduisentdes comportements économiques.

Un exemple classique est le structurel de Blanchard et Quah [1989]reliant deux variables, chômage et . Dans un premier temps, n.(n+ 1)/2= 3 contraintes sont imposées en écrivant PP = Ω (les deux premiers jeuxde contraintes sont imposés en même temps). La dernière contrainte estobtenue en supposant qu’un choc de demande n’a pas d’effet de long termesur le (troisième jeu de contraintes).

La méthode de détermination de P utilisée ici (cf. Perotti [2002]) estquelque peu différente (en sens inverse de la précédente) ; on réécrit d’abordl’égalité ut = P t sous la forme M1ut =M2 t, puis :

— on fixe certains éléments non diagonaux de M1 et M2 en fonctiond’arguments économiques : on suppose qu’une innovation n’influe pas surune autre à l’intérieur du même trimestre (on fixe alors l’élément à 0) oul’on suppose à l’inverse qu’elle influe sur une autre à l’intérieur du trimestre(on quantifie alors l’effet pour fixer l’élément via les paramètres α) [étape1] ;

— on fixe les éléments diagonaux à 1 (normalisation de t) [étape 2] ;

— on utilise l’orthogonalité des résidus structurels pour mener des régres-sions à variables instrumentales (à la façon de Shapiro et Watson [1988]) quipermettent de déterminer les éléments restant (paramètres β et γ) [étape 3].

Étapes 1 et 2 : fixation de certains éléments de M1 et M2

13Ces deux premiers jeux de contraintes (orthogonalité et normalisation) sont souventimposés simultanément. On choisit en effet la matrice P de telle façon que les chocsstructurels soient non corrélés et unitaires : E( t t) = 1. La matrice de variance-covarianceétant symétrique, les contraintes d’orthonormalisation sont au nombre de n.(n+1)/2. Ona en effet : ut = P t =⇒ PP = Ω.

8

Le système proposé par Perotti [2002] est le suivant :

utta = αtyut

y + αtputp + αtRut

R + βtgetg + et

ta

utg = αgyut

y + αgputp + αgRut

R + βgtetta + et

g

uty = γytut

ta + γygutg + et

y

utp = γpyut

y + γptutta + γpgut

g + etp

utR = γRyut

y + γRputp + βRtet

ta + βRgetg + et

R

— La première équation signifie qu’un mouvement inattendu des recettespubliques peut être dû à la réponse à un mouvement inattendu de l’acti-vité, des prix et du taux d’intérêt à l’intérieur du trimestre, à la réponseinstantanée à un choc structurel sur les dépenses publiques (baisse de prélè-vements pour renforcer un programme de relance par la dépense publique,par exemple) et à un choc structurel de recettes publiques (le nouveau ré-sidu) ;

— La deuxième équation est semblable à la première ;

— La troisième équation suppose que les mouvements inattendus des prixet du taux d’intérêt n’ont pas d’effet instantané sur le . En revanche, lesmouvements inattendus de recettes et de dépenses publiques peuvent avoirun impact rapide sur l’activité ;

— La quatrième équation admet que les mouvements inattendus du ,des recettes et des dépenses publiques peuvent influencer les prix instanta-nément ; elle suppose seulement que les délais de diffusion des mouvementsde taux d’intérêt aux prix sont supérieurs au trimestre ;

— La cinquième équation signifie que les mouvements inattendus duet des prix peuvent avoir un effet sur le taux d’intérêt instantanément etque les décisions de politique budgétaire peuvent éventuellement provoquerdes réactions rapides de politique monétaire (policy mix).

Dans ces conditions, les matrices M1 et M2 s’écrivent :

M1 =

1 0 −αty −αtp −αtR0 1 −αgy −αgp −αgR−γyt −γyg 1 0 0−γpt −γpg −γpy 1 00 0 −γRy −γRp 1

9

M2 =

1 βtg 0 0 0βgt 1 0 0 00 0 1 0 00 0 0 1 0βRt βRg 0 0 1

A ce stade, on a fixé à 0 certains éléments non diagonaux et à 1 les

éléments diagonaux. Fixons maintenant les paramètres α.

— Les coefficients αty et αgy peuvent capturer deux effets de l’activitésur les recettes publiques et les dépenses publiques : d’une part l’effet desstabilisateurs automatiques et d’autre part l’ajustement discrétionnaire dela politique budgétaire en réponse à des événements imprévus à l’intérieurdu trimestre. La clé de la procédure d’identification de ces paramètres est dereconnaître que l’utilisation de données trimestrielles élimine le canal concer-nant les réponses discrétionnaires. L’expérience de la conduite de la politiquebudgétaire nous incite en effet à faire l’hypothèse que les responsables poli-tiques et les législateurs ont besoin de plus d’un trimestre pour connaître lanature d’un choc sur le , pour décider quelle décision budgétaire prendreen réponse à ce choc et pour éventuellement la mettre en oeuvre14. Ainsi,pour identifier les choc structurels, il est seulement nécessaire d’évaluer lesélasticités au des dépenses publiques et des recettes publiques.

* Pour construire αty, qui correspond à l’élasticité trimestrielle des re-cettes publiques (nettes des transferts) par rapport au , il est intéressantde l’écrire comme une somme pondérée des élasticités de chaque type derecettes publiques (ou de transferts) par rapport au . On peut ensuitedécomposer l’élasticité ηTi,PIB de chaque type de recettes (ou de tranferts)Ti

15 (avec i Ti = T ) par rapport au en un produit d’une élasticité ηTi,Bide la recette par rapport à son assiette (ou base, notée Bi) et une élasticitéde l’assiette par rapport au (c’est-à-dire ηTi,P IB = ηTi,Bi .ηBi,PIB). Onobtient finalement :

αty =i

ηTi,PIB.TiT=

i

ηTi,Bi .ηBi,PIB.TiT

14 Sur données annuelles, ce raisonnement est faux, puisque, dans le courant de l’année,il est effectivement possible d’ajuster la politique budgétaire en réponse à un choc sur le

par exemple.15Dans le cas d’un transfert, Ti est négatif.

10

L’élasticité de l’impôt sur le revenu est nulle, en raison du décalage entreassiette et imposition. Les élasticités des cotisations sociales et des alloca-tions chômage sont très faibles, en lien avec la lenteur du cycle de produc-tivité en France : l’emploi s’ajuste à l’activité avec un retard supérieur autrimestre. Seule l’élasticité des impôts indirects est sensible, égale à 1 (taxa-tion mécanique et proportionnelle de la consommation). Au total (cf. tableau2 ci-dessous et annexe B pour plus de détails), on obtient αty = 0, 8.

Recette ou transfert Part du total Elasticité au PIB

Impôt sur le revenu 17% 0Cotisations sociales 107% 0,1Impôts indirects 67% 1

Allocations chômage -7% -0,1Autres -83% 0

Recettes nettes des transferts 100% 0,8

T . 2 — Calcul de l’élasticité des recettes nettes au

* Il apparaît difficile d’identifier clairement des réactions automatiquesdes dépenses publiques (achats de biens et services ici) à l’activité ; on prenddonc αgy = 0.

— Pour l’élasticité des recettes nettes aux prix, on choisit αtp = 0, 5.Cette valeur est inférieure à la moyenne de celles prises par Perotti [2002],proche de 1.

— Lors d’une hausse du niveau des prix dans le trimestre, les dépensesgouvernementales, fixées en termes nominaux, diminuent en termes réels.On retient donc une élasticité négative αgp = −1.

— Les administrations publiques et les ménages étant endettés essentiel-lement à taux fixe, une modification des taux d’intérêt n’affecte instanta-nément et de façon substantielle ni la charge de la dette publique, ni lesprélèvements sociaux sur les revenus de placements. Dans ces conditions, onfixe αtR = 0.

— Enfin, ni la consommation publique, ni l’investissement public n’ontde raison de réagir instantanément à une modification des taux d’intérêt :on fixe αgR = 0.

11

Étape 3 : régressions à variables instrumentales

A partir de l’ensemble des élasticités précédentes, on peut construire desrésidus "corrigés du cycle" uta,CCt et ug,CCt :

uta,CCt = utta − (αtyuty + αtput

p + αtRutR) = βtget

g + etta

ug,CCt = utg − (αgyuty + αgput

p + αgRutR) = βgtet

ta + etg

Si on fait maintenant l’hypothèse βtg = 016, c’est-à-dire que les décisions

portant sur les recettes publiques précèdent celles sur les dépenses publiquesprises à la même occasion17, on peut estimer par les le coefficient βgt.On isole ainsi egt et e

tat , qui sont les chocs structurels de dépenses et de

recettes publiques. Ces derniers sont alors utilisés comme variables instru-mentales pour estimer γyt et γyg dans l’équation du résidu canonique du(estimation par les doubles moindres carrés).

En réitérant la procédure (détermination du choc structurel puis utilisa-tion comme instrument dans l’équation suivante), on détermine l’ensembledes coefficients des matrices M1 et M2, puis ceux de la matrice P .

Au total, on fixe 24 "0" (dont βtg), 10 "1" et 6 α, puis on estime 3 βet 7 γ ; ces 50 coefficients correspondent exactement aux éléments de M1 etM2 : la matrice P est juste identifiée.

Dans la procédure d’identification précédente, le choix d’αty est central.On a pourtant opté pour la France pour une valeur αty très différente de celleadoptée par Blanchard et Perotti [2002] et Perotti [2002] pour les États-Unis(0,8 contre 2 environ). La prise en compte de l’ et du prélèvement à la basede l’impôt sur le revenu ( ) pour les États-Unis ne suffit pas à expliquer cetécart. L’essentiel de la différence provient de l’hypothèse d’élasticité de l’em-ploi à l’activité (sous jacente à l’élasticité de l’ et des cotisations sociales àl’activité) : on estime ici cette élasticité à 0,1, alors que Blanchard et Perotti[2002] l’estiment à 0,4. Certes, ce chiffre peut en partie s’expliquer par larapidité du cycle de productivité américain. On peut toutefois s’interrogersur la pertinence d’une élasticité des recettes à l’activité de l’ordre de celles

16L’hypothèse alternative (βgt = 0) conduit à des résultats similaires.17En d’autres termes, si les décisions sur les prélèvements et celles sur les dépenses

sont corrélées, la partie commune de ces décisions est intégrée dans le choc structurel derecettes et non dans celui de dépenses, qui lui est orthogonal.

12

déjà estimées dans la littérature sur données annuelles (αty = 2 environ dansCohen et Folette [2000] sur données annuelles). Les délais de diffusion desmouvements du aux recettes publiques (via l’emploi et les salaires enparticulier), quoique probablement plus brefs aux États-Unis qu’en France,existent bien et devraient conduire à un αty sensiblement plus faible surdonnées trimestrielles que sur données annuelles.

4 Pertinence du modèle

Afin de contrôler la pertinence du modèle ainsi construit et estimé, nousexaminons les résidus structurels etat et egt obtenus, à la lumière de l’his-torique des mesures de politique budgétaire. Les figures 6 et 7 présententces résidus structurels sur la période 1979-2003, pondérés par les poids res-pectifs des recettes et des dépenses publiques dans le , en identifiant lespériodes de chocs structurels que le modèle parvient à retracer correcte-ment (sous la forme d’un pic trimestriel ou d’une succession de valeurs dechocs trimestriels de même signe). Pour une comparaison plus précise, lafigure 8 propose une chronologie des mesures discrétionnaires touchant lesprélèvements obligatoires sur la période 1979-2003.

L’adéquation entre les résidus structurels obtenus et les mesures effec-tives paraît correcte, malgré certains pics de résidus restant inexpliqués (épi-sode entre 1984T4 et 1985T3 pour les recettes et période 1997-1998 pour lesdépenses notamment).

5 Élasticités instantanées

L’application numérique de la procédure d’identification décrite en partie3 est présentée en annexe C. On peut souligner plusieurs résultats :

— Les élasticités instantanées des recettes et des dépenses au ont lessignes attendus : négatif pour les recettes (tout juste significatif) et positifpour les dépenses ;

— L’élasticité instantanée des prix au est significativement positiveet celle du taux d’intérêt au est significativement négative ;

— L’élasticité instantanée des dépenses à un choc structurel de recettes estsignificativement négative. Une interprétation possible de ce résultat quantà la conduite de la politique budgétaire est la suivante : une baisse d’impôtne s’accompagne pas en moyenne d’économies en dépenses pour la financer,

13

mais plutôt de mesures en dépenses également expansionnistes (et inverse-ment). En d’autres termes, depuis vingt cinq ans, on aurait plus assisté enFrance à des plans de consolidation (ou de relance) budgétaire (du type planUnédic récemment, associant une hausse de la cotisation à des économies surles prestations) qu’à des mesures laissant inchangé le solde public (du typesuppression d’un jour férié récemment, qui crée de nouvelles recettes alimen-tant de nouvelles politiques d’aides aux personnes âgées et aux personneshandicapées) ;

— Les élasticités instantanées du taux d’intérêt aux chocs structurels derecettes et de dépenses sont respectivement significativement négative etpositive : la politique monétaire semble réagir rapidement aux décisions depolitique budgétaire (policy-mix) sur la période d’estimation.

6 Impact dynamique sur l’activité de chocs bud-gétaires

D’un point de vue économique, il s’agit de donner une estimation del’impact sur le (ainsi que sur les prix et le taux d’intérêt) d’un chocstructurel sur les recettes publiques ou les dépenses publiques.

Statistiquement, on évalue les fonctions-réponses à ce choc structurel.Par exemple, on simule un choc sur etat qui se transmet à la même dateau vecteur des innovations canoniques ut grâce à la matrice de passage P .Ensuite, la dynamique du système, c’est-à-dire le modèle canonique,permet d’obtenir à chaque date après le choc initial les valeurs de yt. Aprèstransformation, on obtient la réponse dynamique des recettes publiques, desdépenses publiques, du , des prix et du taux d’intérêt à un choc structurelde 1 euro sur la variable de recettes publiques18 (multiplicateur budgétairede recettes publiques)19.

La figure 9 présente l’ensemble des résultats à un horizon de 30 tri-mestres, obtenu par simulations de Monte Carlo avec 500 tirages. La lignepleine représente la moyenne à chaque date des simulations : il s’agit de l’im-pact dynamique moyen en euro du choc structurel de politique budgétaire.Les lignes en pointillés représentent l’intervalle de confiance à 66 % (± unécart-type).

18Le modèle étant spécifié en différences premières, l’effet du choc est permanent sur leniveau des recettes ("marche d’escalier").

19Pour les réponses des prix et du taux d’intérêt, le choc structurel s’élève à 1Md d’euro.

14

6.1 Impact d’un choc de dépenses publiques

Un choc structurel de 1 euro sur les dépenses a un impact significa-tivement positif sur l’activité à court terme : il entraîne immédiatementune augmentation du de près de 1,4 euro. La hausse du taux d’intérêtpeut alors être interprétée comme une réponse à la stimulation sensible del’activité. La réaction fortement positive du à court terme à un chocstructurel de dépenses publiques est cohérente avec les effets usuels d’unerelance keynésienne20.

A moyen terme, l’effet sur l’activité s’estompe progressivement pour neplus devenir significatif ; cette évolution pourrait s’expliquer par l’ajustementà la hausse significatif des prix21.

Par ailleurs, l’effet du choc structurel de dépenses sur les dépenses elles-mêmes est cumulatif : le multiplicateur se stabilise autour de 1,8.

6.2 Impact d’un choc de recettes publiques

La réponse de l’activité à un choc structurel de 1 euro sur les recettespubliques n’est significative qu’à très court terme (premier trimestre seule-ment) avec un multiplicateur de -0,1 environ. Le taux d’intérêt et l’indicedes prix réagissent tous deux de façon significativement négative au choc derecettes, mais avec des multiplicateurs très faibles - cohérents avec la réponsefaible de l’activité. Ce résultat s’écarte quelque peu d’une réaction pleine-ment keynésienne de l’activité à un choc de recettes (on attendrait plutôtun multiplicateur de l’ordre de -0,5 au bout d’un an). Cette conclusion doitcependant être interprétée avec précaution (cf. partie 10).

Par ailleurs, l’effet du choc structurel de recettes sur les recettes elles-mêmes est assez persistant (mais non cumulatif) : le multiplicateur se stabi-lise autour de 0,8 (en-dessous de 1, sous l’effet probable de la légère contrac-tion de l’activité).

On note que si l’on avait adopté αty = 2 comme dans Blanchard etPerotti [2002], la réponse de l’activité au choc structurel de recettes auraitété tout-à-fait en ligne avec une réaction keynésienne. Toutefois - comme onl’a souligné plus haut - une telle valeur de l’élasticité des recettes à l’activitéest discutable (cf. fin de la partie 3).

20Dans le cadre du modèle IS/LM, cet effet est décrit par un déplacement de la courbeIS vers la droite.21Dans le cadre du modèle IS/LM, cet effet est décrit par un déplacement progressif de

la courbe LM vers la gauche.

15

7 Impacts différenciés sur les composantes de lademande

Afin de mieux comprendre quels pourraient être les canaux de trans-mission seulement ébauchés ci-dessus à l’ensemble de l’économie des chocsstructurels de politique budgétaire, on se propose d’analyser les impacts deces chocs sur les composantes du 22. Techniquement, il s’agit d’ajouterune équation dans le modèle. On retient pour le résidu canonique relatif àchacune des composantes yi (consommation des ménages C, investissementprivé I, exportations nettes X), une spécification similaire à celle du résiducanonique du :

uyit = γyitutta + γyigut

g + eyit

On obtient un modèle structurel à 6 équations que l’on estime pourchacune des composantes du .

7.1 Suite à un choc de dépenses publiques

La réponse de l’activité au choc structurel de dépenses publiques va au-delà de son effet mécanique sur la demande globale. La consommation eststimulée sous l’effet probable d’une hausse de revenu disponible des ménages(hausse de la masse salariale publique notamment). L’investissement privéréagit également positivement au choc, mais seulement la première année : lahausse de l’investissement privé face au choc de demande publique pourraitêtre rapidement contrariée par la hausse du taux d’intérêt réel23.

On peut également noter le creusement de la balance commerciale suiteau creusement du solde budgétaire : la stimulation des importations pourraitprovenir de l’effet positif sur le de l’augmentation des dépenses publiques(déficits jumeaux).

7.2 Suite à un choc de recettes publiques

La consommation privée réagit rapidement au choc structurel de recettes(qui réduit probablement le revenu disponible des ménages) ; cette réponseest significativement négative, mais plutôt faible au regard d’un multiplica-teur keynésien usuel (-0,2 en moyenne à court terme ici contre -0,5 de façonusuelle). L’investissement privé ne répond pas au choc, soumis probablement

22Les fonctions réponses des composantes de la demande sont représentées figure 10.23La hausse du taux d’intérêt nominal est supérieure au surcroît d’inflation : le taux

d’intérêt réel augmente.

16

aux influences contraires de la baisse légère de la demande et de la baissedu taux d’intérêt réel24.

8 Impacts différenciés sur l’activité d’augmenta-tions de prélèvements obligatoires

On se propose maintenant de mesurer l’impact sur l’activité d’un chocde recettes publiques particulières (seuls un choc sur les cotisations socialessalariales et un choc sur l’impôt sur le revenu sont traités ici).

Pour ce faire, on ajoute au modèle initial une sixième équation ayant lamême structure que l’équation de recettes publiques. Cette nouvelle équationmodélise l’impôt ou la cotisation choqué, tandis que l’équation de recettespubliques (première équation) ne modélise plus que le "reste" des recettespubliques (total des recettes publiques - impôt ou cotisation choqué). Laprocédure d’identification des chocs structurels nécessite ensuite de modifierla valeur de l’élasticité αty pour prendre en compte la spécificité de l’impôtou de la cotisation choqué. Par rapport à la valeur fixée à 0,8 dans le modèlede référence (cf. partie 3), on choisit :

— pour les cotisations sociales salariales, une élasticité égale à 0,1 ;

— pour l’impôt sur le revenu ( ), une élasticité égale à 0 ; en effet, l’est perçu avec un retard supérieur au trimestre par rapport à l’assiettetaxable.

On constate qu’une hausse de 1 euro de cotisations sociales salarialesentraîne une baisse instantanée significativement négative du de 40 centsenviron. Elle reste toujours significativement négative. En revanche, pourl’impôt sur le revenu, l’effet est non significatif à tout horizon. L’impact nonsignificatif d’un choc sur l’impôt sur le revenu pourrait s’expliquer par saforte progressivité : une baisse d’impôt sur le revenu touche plus fortementles personnes à revenus élevés qui ont une faible propension à consommer.Ces résultats, fondés sur une méthodologie qui reste sommaire, doivent bienentendu être appréhendés avec prudence, notamment en termes de politiqueéconomique.

L’estimation des impacts différenciés sur l’activité d’augmentations dedépenses publiques en biens et services (consommation et investissementpublics par exemple) s’avère délicate et les résultats sont peu concluants ;

24L’inflation n’est pas affectée alors que le taux d’intérêt nominal baisse : le taux d’intérêtréel diminue.

17

la forte corrélation des différentes catégories de dépenses entre elles consti-tue sans doute un obstable difficile à surmonter (corrélation de 0,9 entreconsommation et investissement publics).

9 Le rôle de la politique monétaire

Afin d’évaluer les conséquences que pourrait avoir la politique monétairesur l’efficacité de la politique budgétaire, on estime un structurel sim-plifié en excluant les prix et le taux d’intérêt. La procédure d’identificationet d’estimation du modèle obtenu (du type de celui de Blanchard et Per-otti [2002]) est proche de celle utilisée pour le à 5 variables (quelqueslégers amendements sont tout de même nécessaires : en particulier, les ré-gressions figurant en annexe B ne sont plus effectuées à prix et taux d’intérêtconstants ; la valeur de αty n’en est toutefois que très peu modifiée).

Les résultats des simulations de chocs budgétaires avec ce modèle sim-plifié sont présentés figure 11. La réponse de l’activité au choc structurel derecettes reste la même que pour le modèle à 5 variables (-0,1, significativeà très court terme). La réponse du au choc structurel de dépenses estlégèrement inférieure à celle obtenue avec le modèle à 5 variables, mais restedu même ordre : +1,2 contre +1,425.

Il ressort de la comparaison des deux modèles que la prise en compte de lapolitique monétaire ne modifie pas sensiblement l’effet estimé de la politiquebudgétaire sur l’activité. Il reste bien entendu que tenir compte dans lamodélisation des prix et des taux d’intérêt permet de mieux documenterl’interprétation des effets des chocs budgétaires sur l’activité (cf. parties 6et 7).

10 Pourquoi le multiplicateur des recettes est-il sifaible ?

La faiblesse du multiplicateur des recettes (-0,1) - notamment au regardde la taille du multiplicateur des dépenses (+1,4) - peut évidemment sur-prendre. Afin de tenter de l’expliquer, on peut émettre les hypothèses (ouréserves) suivantes, dont la vérification dépasse malheureusement le cadrede cette étude :25Ces résultats sont compatibles avec ceux de Favero [2002].

18

— Tout d’abord, soulignons que l’intervalle de confiance de la réponses’étale en moyenne sur la première année entre +0,2 et -0,3 ;

— Ensuite, ce résultat signifie par exemple que les baisses de prélèvementsobligatoires mises en oeuvre depuis 1978 n’ont en moyenne pas stimulé l’ac-tivité ; il ne signifie pas nécessairement que les baisses de prélèvements nesont dans l’absolu pas efficaces en France ;

— Par ailleurs, ce résultat ne préjuge pas nécessairement de l’inefficacitéde catégories particulières de prélèvements (cf. partie 8) ;

— La prise en compte des anticipations des agents pourrait éventuelle-ment augmenter la taille des multiplicateurs (les ménages commenceraientà consommer une baisse d’impôt un peu avant qu’elle n’ait effectivementlieu, par exemple)26. Toutefois, pour que seul le multiplicateur des recettessoit concerné, il faudrait que ces anticipations de la politique budgétaire seforment plus facilement côté recettes que côté dépenses. Or, plusieurs argu-ments plaident en faveur d’une telle asymétrie. D’une part, les annonces demesures nouvelles touchant les prélèvements obligatoires sont en général plusretentissantes que celles touchant les dépenses en biens et services des ad-ministrations : les ménages anticiperaient plus facilement les premières queles secondes. D’autre part, les recettes fiscales sont intégralement individua-lisables, contrairement aux dépenses publiques dont une part est collective,comme les dépenses de police, de justice ou militaires par exemple (les mé-nages se préoccuperaient plus - et donc l’anticiperaient plus - d’une baissedes impôts que du recrutement de nouveaux fonctionnaires) ;

— Pour cette même dernière raison (recettes individualisables / dépensesen partie collective), on pourrait penser que l’équivalence ricardienne fonc-tionne à deux vitesses : les mouvements de recettes seraient clairement per-çus par les ménages qui ne modifieraient pas leur comportement de consom-mation (l’activité ne serait pas modifiée), alors que les mouvements de dé-penses seraient moins perçus et un éventuel ajustement de la consomma-tion des ménages visant à les compenser - cohérent avec un comportementricardien - serait peu sensible (dans un cadre raisonnablement keynésien,l’activité serait modifiée) ;

— L’élasticité de la consommation des ménages à leur revenu pourraitenfin dépendre de la nature du revenu (salaire, revenus du capital, tranferts

26Cf. Mountford et Uhlig [2002] : "Les changements de politique fiscale sont souventprécédés par de longs débats au Parlement ; par conséquent, lorsque les changements onteffectivement lieu, ils ne constituent plus vraiment des surprises et les agents privés ontdéjà pu changer leurs comportements de consommation et d’investissement".

19

nets) ; dans ce contexte, une baisse des impôts pourrait par exemple moinsstimuler l’activité qu’une hausse des salaires.

11 Sensibilité de la modélisation retenue

— Le choix alternatif de βgt = 0 au lieu de βtg = 0 conduit à des résultatssimilaires ;

— La suppression de l’ des données de recettes publiques n’affecte pasles estimations centrales, tout en améliorant leur précision ;

— Remplacer le par l’output gap ne modifie pas les résultats (cf.graphique 12) ;

— La prise en compte de la politique monétaire ne modifie pas non plussensiblement les résultats (cf. partie 9) ;

— L’intégration, au cours de l’étude, de révisions des séries ainsi que denouveaux points n’a pas affecté les estimations obtenues initialement ;

— On cherche également à tester la sensibilité du modèle aux variations del’élasticité des recettes à l’activité. Le tableau ci-dessous décrit les variationsdes fonctions-réponses du à la suite de chocs structurels de recettes oude dépenses, lorsque l’on fait varier l’élasticité αty autour de 0,8.

αty Trim 1 Trim 4 Trim 8 Trim 12

0,5 -0,10 0,03 0,14 0,110,6 -0,11 0,01 0,12 0,090,7 -0,13∗ -0,03 0,09 0,010,8 -0,14∗ -0,04 0,09 0,020,9 -0,17∗ -0,10 0,02 -0,031,0 -0,18∗ -0,12 0,01 -0,071,1 -0,20∗ -0,15 -0,05 -0,11

T . 3 — Impact dynamique d’un choc de recettes publiques sur l’activitélorsque αty varie (* indique que le multiplicateur est significatif)

Le modèle paraît robuste aux variations de αty.

20

12 Revue de littérature

L’objet de cette revue de littérature est de comparer les résultats de lamodélisation mise en oeuvre dans ce papier, d’une part à ceux obtenus pardivers modèles macroéconométriques pour la France et, d’autre part, auxconclusions d’autres modèles structurels (ou semi-structurels).

12.1 Comparaison avec les modèles macroéconométriques

Nos résultats sur le choc de dépenses publiques sont cohérents avec lesvaleurs obtenues dans les modèles de l’Insee et de la Direction de la Prévi-sion et de l’Analyse économique : Mésange (Insee- ), Métric (Insee- ) etAmadéus (Insee)27. Ces modèles estiment l’effet sur le marchand à l’ho-rizon d’un an à 1,3 (Mésange), à 1,0 (Métric) et à 1,4 (Amadéus) à la suited’un choc de dépenses publiques et un effet sur le égal à 1,0 (Mésange)à la suite d’un choc d’investissement public.

Concernant les multiplicateurs de recettes, les modèles suggèrent des va-leurs supérieures à celles de ce papier : à l’horizon d’un an, suite à une baissedes cotisations sociales employeurs, la réponse du est de 0,4 (Mésange) et1,0 (Métric28) ; l’impact sur le d’une baisse de est de 0,5 (Mésange).

12.2 Comparaison avec d’autres modèles VAR structurels

On compare nos résultats avec cinq articles récents utilisant la métho-dologie structurel (ou semi-structurel) à la France ou à d’autres grandspays de l’O (un récapitulatif est proposé dans le tableau 4).

Blanchard et Perotti [2002] estiment un modèle structurel à trois va-riables ( , recettes publiques nettes des transferts, dépenses publiques enbiens et services) sur données trimestrielles américaines (1947T1 - 1997T4).La taille et la persistance des impacts estimés sur l’activité varient selon leurspécification. Dans un cas, le multiplicateur maximal des recettes est égal à-1,3 et celui des dépenses est égal à 0,9. Dans l’autre, ces deux multiplica-teurs maximaux sont respectivement égaux à -0,8 et 1,3. Si ces résultats sontglobalement compatibles avec ceux de ce papier côté dépenses, leur multipli-cateur des recettes apparaît bien plus élevé. Toutefois, ce dernier point esttributaire du choix de l’élasticité instantanée des recettes au αty, dont

27Dans ces modèles, il ne s’agit pas de chocs structurels tels que nous les avons définis,mais de l’impact sur le PIB de la hausse permanente d’une variable budgétaire.28 Il s’agit de l’impact sur le marchand.

21

on peut penser qu’elle pourrait être quelque peu surestimée par Blanchardet Perotti [2002] pour les Etats-Unis (cf. discussion en fin de partie 3).

Perotti [2002] adopte la même démarche avec un modèle structurelà 5 variables (les deux variables supplémentaires sont les prix et le tauxd’intérêt) pour cinq pays de l’O : États-Unis, Allemagne, Royaume-Uni,Canada et Australie. Sur l’ensemble de son échantillon (1961-2001), la ré-ponse à court terme du à un choc structurel de dépenses est de l’ordrede 0,4 pour le Royaume-Uni, le Canada et l’Australie et de 1,2 pour l’Alle-magne et les États-Unis. Cette différence entre les pays se retrouve dans lesréponses à un choc structurel de recettes : à court terme, dans deux paysseulement (États-Unis et Canada), la réponse du est négative (respecti-vement -0,3 et -0,1) ; dans les autres pays, le répond instantanément demanière significativement positive au choc structurel de recettes. La multi-plicité des résultats obtenus par Perotti selon le pays considéré atteste leurfragilité : il est notamment probable que la modélisation du (variablesen niveau, sans tendance déterministe) soit sous-spécifiée.

Marcellino [2002] met en oeuvre un modèle structurel proche des pré-cédents mais un peu plus complexe (en contrôlant notamment pour le tauxde change et un taux d’intérêt étranger), pour l’Allemagne, l’Italie, l’Es-pagne et la France. Ses résultats pour la France apparaissent assez prochesde ceux de ce papier : multiplicateur des recettes de -0,2, multiplicateur desdépenses de 0,8 (les résultats sur les autres pays sont assez différents).

Favero [2002] utilise un modèle semi-structurel pour évaluer les in-teractions entre politiques budgétaire et monétaire en Allemagne, en Italie,en Espagne et en France. En présence de la politique monétaire, l’effet es-timé sur l’activité à court terme d’un choc de recettes est très faible (-0,1pour la France, comme ici) sauf pour l’Allemagne (-1,1) ; l’effet d’un chocde dépenses est très faible partout, contrairement à nos résultats.

Enfin, Bruneau et de Bandt [1999] estiment un modèle structurelconjoint de politique monétaire et de politique budgétaire, où cette dernièreest représentée par le déficit public. Les effets de chocs structurels de déficitsur l’activité sont très faibles, compatibles avec les résultats de ce papierseulement côté recettes.

Cette revue de littérature à travers notamment les principaux pays del’ montre que les réactions de l’activité à la politique budgétaire sont trèsdifférentes d’un pays à l’autre ; dans ce contexte, la coordination souhaitéedes politiques budgétaires au sein de l’ peut encore apparaître délicate.

22

Méthodologie Pays Multipl TA Multipl G

Présente estimation France -0,1 1,4Blanchard-Perotti[2002] Etats-Unis [-1,3 ; -0,8] [0,9 ; 1,3]

Perotti[2002] Etats-Unis [-0,5 ; -0,2] 0,5Allemagne [-0,7 ; -0,6] 0,8Royaume-Uni [-0,2 ; -0,1] 0,0Canada [-0,7 ; -0,6] 0,2Australie [-0,2 ; -0,1] 0,8

Marcellino[2002] Allemagne -0,5 0,5France -0,2 0,8Italie -1,2 2,0Espagne -1,0 0,0

Favero[2002] Allemagne -1,1 0,1France -0,1 0,2Italie 0,0 -0,2Espagne -0,1 0,0

Bruneau-de Bandt[1999] France [-0,1 ; 0,0] [0,0 ; 0,1]

T . 4 — Comparaison avec des méthodologies voisines (selon la disponibi-lité, les multiplicateurs sont les maxima ou ceux de court terme)

23

13 Conclusion

Les principaux résultats de ce papier sont les suivants :

— Un choc structurel de dépenses publiques a un impact positif sur l’ac-tivité (1,4 euro) à court terme qui s’estompe avec le temps (à partirde la deuxième année). Au-delà de son impact mécanique sur la de-mande globale, ce choc stimule la consommation et l’investissementprivés à court terme. A moyen terme, l’effet sur l’activité diminue pro-gressivement sous l’effet probable de l’ajustement à la hausse des prix.Globalement, ces réactions de l’activité sont cohérentes avec les effetsattendus d’une relance keynésienne ;

— Un choc structurel de recettes publiques a un impact négatif sur l’ac-tivité, mais cet impact est plus faible que ce que l’on pourrait attendred’une réaction keynésienne (multiplicateur de -0,1 contre -0,5 environ)et s’estompe très rapidement (à partir du deuxième trimestre) ;

— L’étude des impacts différenciés de recettes publiques suggère qu’unebaisse de cotisations sociales salariales entraîne une hausse significativeet durable du (multiplicateur de l’ordre de -0,4), mais qu’une baissede l’impôt sur le revenu n’a pas d’impact significatif sur l’activité ;

— La politique monétaire ne semble pas avoir d’effet substantiel sur lataille des multiplicateurs budgétaires.

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Références

[1] B O. et P R. (2002). "An Empirical Characterizationof Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes onOutput", Quarterly Journal of Economics.

[2] B O. et Q D. (1989). "The Dynamic Effect of AggregateDemand and Supply Disturbances", American Economic Review, pp.655-673.

[3] B C. et D B O. (1999). "La politique budgétaire dans latransition vers l’union monétaire : un modèle VAR structurel", Banquede France, Économie et Prévision, n : 137.

[4] C D. et F G. (2000). "The Automatic Fiscal Stabilizers :Quietly doing their thing", in : Fiscal Policy in an Era of Surpluses :Economic and Financial Implications, Federal Reserve Bank of NewYork Economic Policy Review, 6(1), pp. 35-68.

[5] E R.F. et G C.W.J. (1987). "Cointegration and ErrorCorrection : Representation, Estimating and Testing", Econometrica,n : 55, pp. 251-276.

[6] F C. (2002). "How do European Monetary and Fiscal AuthoritiesBehave ?", IGIER, Working Paper, n : 214.

[7] G C., R P., R D. et V N P.(1995). "Estimating Potentiel Output, Output Gaps, and StructuralBudget Deficits", OECD, Economics Department Working Paper, n :152.

[8] G C. etM A. (1990). Séries temporelles et modèlesdynamiques, Economica.

[9] H J.D. (1994). Time Series Analysis, Princeton UniversityPress.

[10] K D., P P.C.B., S P. et S Y. (1992)."Testing the Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative ofa Unit Root", Journal of Econometrics.

[11] L H. (1993). Introduction to Multiple Time Series Analysis,Springer Verlag.

25

[12] M M. (2002). "Some Stylized Facts on Non-Systematic Fis-cal Policy in the Euro Area", IGIER, Working Paper, n : 225.

[13] M A. et U H. (2002). "What Are the Effects of FiscalPolicy Shocks ?", CEPR, Discussion Paper, n : 3338.

[14] N J.-Y. (1991). Fiscalité, économie et politique (l’impôt en France1945-1990), LGDJ.

[15] P R. (2002). "Estimating the Effects of Fiscal Policy in OECDCountries", European University Institute et CEPR.

[16] S M.D. etW M.W. (1988). "Sources of Business Fluctua-tions", in S. Fisher, ed., NBER Macroeconomics Annual, Cambridge,MIT Press, pp. 111-148.

[17] S J.H. etW M.W. (2001). "Vector Autoregressions", Jour-nal of Economic Perspectives, novembre.

26

Annexe A : Spécification du modèle

1 Intégration et cointégration des séries

Une étape préliminaire permettant de spécifier correctement le modèleconsiste à expliciter les propriétés de long terme des séries utilisées, c’est-à-dire leur degré d’intégration et éventuellement la présence de relations decointégration.

— Dans un premier temps, on mène des tests de non-stationnarité deDickey et Fuller augmentés ( ) sur les variables en niveau. On inclut unetendance déterministe pour les variables y, ta, g, p. En revanche, le test

pour la variable R est effectué sans tendance. Le nombre de retards aété choisi de manière à ce que les résidus soient non-corrélés. Le tableau ci-dessous reprend pour chacune des variables la statistique de Student, notéeτ , du test et sa valeur critique à 5%29.

τ retards tendance valeur critique (5%)

y −3, 01 3 oui -3,45ta −3, 24 4 oui -3,45g −3, 27 4 oui -3,45p −2, 55 6 oui -3,45R −1, 28 1 non -2,89

T . 5 — Tests sur les variables en niveau

On ne peut rejeter l’hypothèse nulle de présence d’une racine unité dansles séries y, ta, g, p et R.

— Dans un deuxième temps, on réitère la procédure de test sur les va-riables en différence première (cf. tableau 5). Cette fois-ci, on rejette laprésence d’une racine unité pour les variables ∆y, ∆ta ∆g, ∆p30 et ∆R.

29Cf. Hamilton [1994].30 Statistiquement, c’est uniquement sur la deuxième moitié de l’échantillon que l’on peut

accepter la stationnarité du taux d’inflation. D’un point de vue économique, cette périodecorrespond en effet à un nouveau régime. La baisse durable de l’inflation peut s’expliquerpar le nouveau contexte européen qui s’est instauré à mesure que la perspective de l’Unionmonétaire est devenue plus crédible (fin des dévaluations compétitives, indépendance desBanques centrales, engagement ferme à respecter les critères de Maastricht).

27

τ retard tendance valeur critique (5%)

∆y −3, 21 2 non -2,89∆ta −3, 57 3 non -2,89∆g −4, 01 3 non -2,89∆p −3, 17 5 non -2,89∆R −7, 63 0 non -2,89

T . 6 — Tests sur les variables en différence première

Pour asseoir ces résultats, on peut procéder différemment et effectuer destests de stationnarité de type (Kwiatowski, Phillips, Schmidt et Shin[1992]). Le tableau ci-dessous reprend pour chacune des variables ∆y, ∆ta∆g, ∆p31 et ∆R la statistique, notée η(µ), du test.

η(µ) retards valeur critique (5%)

∆y 4 0,07 0,463∆ta 4 0,11 0,463∆g 4 0,27 0,463∆p 4 0,40 0,463∆R 4 0,08 0,463

T . 7 — Tests sur les variables en différences premières

On ne peut rejeter l’hypothèse nulle de stationnarité, ce qui confirme lerésultat précédent.

En utilisant les notations et définitions de Engle et Granger [1987], onpeut donc écrire :

y ⇒ I(1), ta⇒ I(1), g ⇒ I(1), p⇒ I(1), R⇒ I(1)

— Un candidat potentiel pour une relation de cointégration est la dif-férence entre recettes et dépenses publiques. L’éventuelle stationnarité dudéficit public repose sur l’idée de l’équilibre des finances publiques à longterme. Un test sur ta− g32 conclut cependant à la non stationnarité dudéficit public (τ=-2,7). Un test confirme ce résultat (η(µ)=0,67)33.31La statistique est ici encore calculée sur la deuxième moitié de l’échantillon.32On note que tester la cointégration entre les logarithmes des recettes et des dépenses

est équivalent à tester la cointégration entre les logarithmes des recettes/ et des dé-penses/ .

28

Certes, le test de Johansen [1995] fait ressortir deux relations de cointé-gration au seuil de 5% (l’hypothèse d ≤ 1 est rejetée, mais on accepte d ≤ 2,donc d = 2) :

Test de la Trace Statistique de test à 5%

d ≤ 4 0, 53 3, 84d ≤ 3 11, 96 15, 34d ≤ 2 28, 77 29, 38d ≤ 1 70, 35 47, 21d ≤ 0 123, 97 68, 68

T . 8 — Détermination du nombre de relations de cointégration par le testde Johansen [1995]

Toutefois, il apparaît difficile de donner une interprétation économiquesatisfaisante aux deux relations de long terme auxquelles la procédure deJohansen [1995] aboutit (en particulier, les relations obtenues suggèrent desindexations non unitaires - et différentes entre elles - des recettes publiqueset des dépenses publiques au ).

On décide finalement de spécifier le modèle en différence première. Eneffet :

- l’absence de relation de cointégration économiquement pertinente per-met de passer à un modèle en différence sans perte d’information substan-tielle ;

- le passage en différence accroît la précision de l’estimation du modèle,dans une situation où l’échantillon est de petite taille (cf. Hamilton [1994]).

2 Nombre de retards pour le modèle

Test du rapport de vraisemblance

On effectue alors un test du rapport de vraisemblance "en cascade" enpartant de 8 retards34 (on suppose que les variables du modèle ne peuventavoir d’impact les unes sur les autres après deux années).

29

χ2(25) p-value

H0 : 7 retards contre Ha : 8 retards 32, 5 0, 14H0 : 6 retards contre Ha : 7 retards 26, 3 0, 39H0 : 5 retards contre Ha : 6 retards 20, 1 0, 73H0 : 4 retards contre Ha : 5 retards 52, 1 0, 00

T . 9 — Test du rapport de vraisemblance "en cascade"

En prenant à chaque étape un seuil de 1%, on conclut que l’ordre duest égal à 5, au seuil de 3%35.

33Blanchard et Perroti [2002] parviennent à la même conclusion dans le cas du déficitpublic américain.34A chaque étape du test, la statistique du test est (n− k)(ln(det(Ωa))− ln(det(Ω0))),

où n est le nombre de variables, Ω0 la matrice de variance-covariance des résidus duà p0 retards (hypothèse nulle), Ωa la matrice de variance-covariance des résidus du àpa retards (hypothèse alternative) et k = 1+ npa, un coefficient correctif tenant comptede la faible taille de l’échantillon (cf. Hamilton [1994] et Lütkepohl [1993]).35Gouriéroux et Monfort [1990] montrent en effet que le risque de première espèce αi

obtenu à l’issue d’une procédure itérative de i étapes est proche de (i − 1).α∗, où α∗ estle seuil d’un test élémentaire.

30

Critère AIC

Nombre de retards

1 −31, 712 −31, 303 −31, 624 −30, 905 −31, 726 −31, 127 −31, 668 −31, 35

T . 10 — Critère d’information d’Akaike

Le nombre optimal de 5 retards obtenu à l’aide du test du rapport devraisemblance est confirmé par le critère d’Akaike36 (minimum atteint pour5 retards).

Test du Portmanteau

Le test du Portmanteau multivarié permet de s’assurer que les résidusobtenus après l’estimation du modèle ne sont pas autocorrélés (hypo-thèse nulle). Le résultat obtenu (p-value = 0,17) ne permet pas de rejeterl’absence d’autocorrélation, ce qui indique que le nombre de retards (égal à5) est suffisamment grand.

36

AIC(p) = ln(det(Ω(p))) +2np2

T

où T est le nombre d’observations, p le nombre de retards considérés, n le nombre devariables et Ω la matrice de variance-covariance des résidus.

31

Annexe B : Calcul de l’élasticité instantanée desrecettes au PIB

On rappelle que l’élasticité instantanée des recettes publiques nettes destransferts au αty se calcule à l’aide de la formule suivante :

αty =i

ηTi,PIB.TiT=

i

ηTi,Bi .ηBi,PIB.TiT

où ηTi,Bi est l’élasticité de la recette ou du transfert Ti à l’assiette (oubase) Bi et ηBi,P IB l’élasticité de l’assiette au .

Pour chaque catégorie de recettes ou de transferts, on détermine l’élas-ticité ηTi,P IB notée αtiy de la façon suivante :

— Impôt sur le revenu : on prend αtiy = 0 en raison du décalage assiette-imposition.

— Cotisations sociales : on écrit (en modifiant Perotti [2002], laissantdépendre les variables des prix et du taux d’intérêt) :

Ti = F (St, Pt, Rt).St(Et, Pt, Rt).Et(Yt, Pt, Rt)

où Ti est le montant de cotisations sociales, F est le taux d’imposition,St le salaire réel par tête, Pt le niveau des prix, Rt le taux d’intérêt, Etl’emploi et Yt le . En dérivant à Pt et Rt constants, puisque leurs effetssur Ti sont pris en compte via αtp et αtR, dans la première équation du sys-tème structurel (les lettres minuscules désignent les logarithmes des lettresmajuscules) :

dti = [(∂f∂st+ 1).∂st∂et

+ 1].∂et∂ytdyt, Pt et Rt constants

Dans ces conditions, αtiy correspond au coefficient de dyt, à Pt et Rtconstants. Le terme ∂st

∂etest le coefficient du terme contemporain de l’emploi

dans la régression du salaire réel sur les termes avancés d’ordre 1, les termescontemporains et 4 retards de l’emploi, des prix et du taux d’intérêt - leseffets de ces deux dernières variables de contrôle étant pris en compte parailleurs (αtip et αtiR). Le terme

∂et∂yt

est déterminé de façon similaire dansune régression de l’emploi sur le (et sur les prix et le taux d’intérêt). Ontrouve respectivement 0,2 (non significatif) et 0,1 (significatif) ; le dernier

32

résultat signifie en particulier que le cycle de productivité est très lent enFrance : l’emploi s’ajuste à l’activité avec un retard supérieur au trimestre.Le terme ∂f

∂stest fixé à 0 (non progressivité des cotisations sociales). Au

total, on prend αtiy = 0, 1 pour les cotisations sociales.

— Fiscalité indirecte : on prend une élasticité de la recette à la base de 1(taxation mécanique et proportionnelle de la consommation) ; au total,on prend αtiy = 1 pour les impôts indirects.

— Allocations chômage : on prend αtiy = −0, 1 en raison de la lenteurdu cycle de productivité essentiellement.

— Autres impôts et transferts : le reste des impôts et transferts est consti-tué des recettes non fiscales et des prestations sociales en espèceshors chômage (indemnités journalières de maladie, pensions, alloca-tions logement et familiales) : ces différents éléments n’ont aucuneraison d’être affectés par les mouvements de l’activité à l’intérieur dutrimestre (αtiy = 0).

33

Annexe C : Identification des innovations structu-relles

Le système ci-dessous permet de passer des innovations canoniques auxinnovations structurelles, c’est-à-dire de déterminer la matrice P telle queut = P. t (ce qui revient à déterminer les deux matrices M1 et M2 vérifiantM1.ut = M2. t). On rappelle que certains coefficients sont imposés (les α,les "0" et les "1") et que les autres sont estimés (les β et γ). Pour lescoefficients qui font l’objet d’une estimation, on donne entre parenthèsesl’écart-type estimé.

utta = 0, 8.ut

y + 0, 5.utp + et

ta

utg = −1, 0.upt − 0, 05(0,02).etta + etg

uty = −0, 01(0,01).utta + 0, 51(0,11).utg + ety

utp = 0, 25(0,07).ut

y − 0, 01(0,01).utta + 0, 10(0,07).utg + etp

utR = −1700(1900).uty + 160(3200).utp − 1100(360).etta + 7100(1900).etg + etR

A partir de ce système, on obtient donc les valeurs numériques des élé-ments de la matrice de passage P =M−1

1 .M2 :

M1 =

1 0 −αty −αtp −αtR0 1 −αgy −αgp −αgR−γyt −γyg 1 0 0−γpt −γpg −γpy 1 00 0 −γRy −γRp 1

=

1 0 −0, 8 −0, 5 00 1 0 1, 0 00, 01 −0, 51 1 0 00, 01 −0, 10 −0, 25 1 00 0 1700 −160 1

M2 =

1 βtg 0 0 0βgt 1 0 0 00 0 1 0 00 0 0 1 0βRt βRg 0 0 1

=

1 0 0 0 0

−0, 05 1 0 0 00 0 1 0 00 0 0 1 0

−1100 7100 0 0 1

d’où :

P =

0, 97 0, 42 0, 81 0, 07 0−0, 03 0, 81 −0, 20 −0, 80 0−0, 02 0, 41 0, 89 −0, 41 0−0, 02 0, 18 0, 20 0, 80 0−1100 6400 −1500 850 1

34

Tableau et graphiques

Fig. 1 — Résidus canoniques de ∆ta et autocorrélations

Fig. 2 — Résidus canoniques de ∆g et autocorrélations

Fig. 3 — Résidus canoniques de ∆y et autocorrélations

Fig. 4 — Résidus canoniques de ∆p et autocorrélations

Fig. 5 — Résidus canoniques de ∆R et autocorrélations

Fig. 6 — Chocs structurels sur le taux de recettes publiques

Fig. 7 — Chocs structurels sur le taux de dépenses publiques

Fig. 8 — Tableau des mesures nouvelles touchant les prélèvements obli-gatoires

Fig. 9 — Impacts dynamiques de chocs budgétaires sur l’activité, les prixet le taux d’intérêt

Fig. 10 — Impacts dynamiques de chocs budgétaires sur les composantesde la demande

Fig. 11 — Impacts dynamiques de chocs budgétaires sur l’activité, selonle VAR structurel à 3 variables

Fig. 12 — Impacts dynamiques de chocs budgétaires sur l’output gap, lesprix et le taux d’intérêt

35

36

VAR Residuals for DLTA

1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003-0.06 -0.06

-0.04 -0.04

-0.02 -0.02

0.00 0.00

0.02 0.02

0.04 0.04

0.06 0.06

Autocorrs Partial Autocorr UP DOWN

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16-0.25

0.00

0.25

0.50

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1.00

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Fig. 1 – Résidus canoniques de ∆ta et autocorrélations

VAR Residuals for DLG

1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003-0.015 -0.015

-0.010 -0.010

-0.005 -0.005

0.000 0.000

0.005 0.005

0.010 0.010

0.015 0.015

Autocorrs Partial Autocorr UP DOWN

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16-0.4

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0.2

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0.6

0.8

1.0

-0.4

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0.4

0.6

0.8

1.0

Fig. 2 – Résidus canoniques de ∆g et autocorrélations

37

VAR Residuals for DLPIB

1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003-0.0125 -0.0125

-0.0100 -0.0100

-0.0075 -0.0075-0.0050 -0.0050

-0.0025 -0.0025

0.0000 0.00000.0025 0.0025

0.0050 0.0050

0.0075 0.00750.0100 0.0100

Autocorrs Partial Autocorr UP DOWN

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16-0.25

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1.00

Fig. 3 – Résidus canoniques de ∆y et autocorrélations

VAR Residuals for DLP

1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003-0.0125 -0.0125

-0.0100 -0.0100

-0.0075 -0.0075-0.0050 -0.0050

-0.0025 -0.0025

0.0000 0.00000.0025 0.0025

0.0050 0.0050

0.0075 0.00750.0100 0.0100

Autocorrs Partial Autocorr UP DOWN

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16-0.4

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1.0

Fig. 4 – Résidus canoniques de ∆p et autocorrélations

38

VAR Residuals for DIT

1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003-300 -300

-200 -200

-100 -100

0 0

100 100

200 200

300 300

400 400

Autocorrs Partial Autocorr UP DOWN

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16-0.25

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1.00

Fig. 5 – Résidus canoniques de ∆R et autocorrélations

39

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

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1.00

Fig.

6 –

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1982

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0.32

Fig.

7 –

Cho

cs st

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41

Année Mesure fiscale ou sociale Effet1981 Impôt sur le Revenu : majoration de 25% de la fraction

d’impôt dû excédant 100 000 F 4ème trimestre

Impôt sur les Grandes Fortunes : création 3ème trimestreTVA : majoration taux normal de 17,6% à 18,6% (+850millions d’€), création taux réduit à 5,5% pour l’alimentation(-400 millions d’€)

1er juillet

Impôt sur le Revenu : majoration de 10% pour deux millionsde foyers dont impôt dû supérieur à 25 000 F 3ème et 4ème trimestres

Taxe Professionnelle : allègement pris en charge par l'état (-800 millions d’€) 4ème trimestre

1982

Taxe d’Habitation : réduction pour les personnes âgées(-120 millions d’€) 4ème trimestre

Impôt sur le Revenu : majoration de 7% pour foyers dontimpôt dû supérieur à 28 000 F, limitation du quotientfamilial, tranche supplémentaire à 65%

3ème et 4ème trimestres1983

Contribution Sociale de 1% ("pré-CSG") 3ème et 4ème trimestres

1986 Impôt sur le revenu : baisse de 3%1er trimestre (1er acompte)puis sur les 3ème et 4ème

trimestresImpôt sur les Grandes Fortunes : suppression 2ème trimestreImpôt sur le Revenu : suppression tranche marginale à 65%,extension décôte se traduisant par l'exonération de 2,7millions de foyers (-850 millions d’€)

3ème et 4ème trimestres1987

TVA : baisse taux sur automobiles de 33% à 28% 17 septembreTVA : taux majoré passe de 33% à 28% pour tous lesproduits concernés (en fait l'essentiel était déjà fait avec labaisse précédente sur les automobiles), taux réduit de 7%ramené à 5,5%

1er janvier1989

Impôt de Solidarité sur la Fortune : création 3ème trimestreTVA : baisse taux majoré de 28% à 25% 1er janvier1990 TVA : baisse taux majoré de 25% à 22% 15 septembreTaxe sur le Tabac : + 12% 1er janvier1993 TVA : suppression taux majoré 1er janvier

1994 Taxe sur le Tabac : + 12,4% 1er janvierImpôt sur le Revenu : baisse 3ème trimestre1995 TVA : majoration taux normal de 18,6% à 20,6% 1er aoûtTaxe sur le Tabac : + 6% 1er janvier

1996 Taxe Professionnelle : limitation du plafonnement (+ 600millions d’€) 4ème trimestre

1997 Taxe sur le Tabac : + 8,1% 1er janvierTVA : baisse sur les réparations des logements sociaux 1er janvier1998 CSG : généralisation 1er trimestreTaxe sur le Tabac : + 4,5% 1er janvierTaxe Professionnelle : suppression progressive part salarialede l’assiette (1ère tranche) 15 juin1999

TVA : baisse sur les travaux de réparation de logement 15 septembre

Fig. 8 – Tableau des mesures nouvelles touchant les prélèvements obligatoires (sources : Nizet [1991]et Direction de la Prévision et de l’Analyse économique)

42

Année Mesure fiscale ou sociale EffetTaxe sur le Tabac : + 4,5% 1er janvierTVA : baisse de 1 point 1er avrilVignette Automobile : suppression pour les particuliers 4ème trimestreTaxe d’Habitation : suppression part régionale 4ème trimestre2000

Taxe Professionnelle : suppression progressive partsalariale de l’assiette (2ème tranche) 4ème trimestre

Taxe sur le Tabac : + 5,2% 1er janvierBaisse Impôt sur le Revenu : baisse taux du barème 3ème et 4ème trimestres2001 Taxe Professionnelle : suppression progressive partsalariale de l’assiette (3ème tranche) 4ème trimestre

Impôt sur le Revenu : baisse taux du barème et baisseuniforme de 5% (-5 milliards d’€) 3ème et 4ème trimestres

2002 Taxe Professionnelle : suppression progressive partsalariale de l’assiette (4ème tranche) 4ème trimestre

Cotisation Unédic : hausse du taux salariés et hausse dutaux employeurs 1er janvier

Impôt sur le Revenu : baisse uniforme de 1% (-0,8milliards d’€) 3ème et 4ème trimestres

Taxe Professionnelle : suppression progressive partsalariale de l’assiette (dernière tranche) 4ème trimestre

2003

Fiscalité locale : relèvement général des taux d’imposition 4ème trimestre (notamment)

Fig. 8 – Tableau des mesures nouvelles touchant les prélèvements obligatoires (suite) (sources :Nizet [1991] et Direction de la Prévision et de l’Analyse économique)

43

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Fig.

9 –

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20

25

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

05

10

15

20

25

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

05

10

15

20

25

-3-2-101234

05

10

15

20

25

-3-2-101234

05

10

15

20

25

-0.2

5

-0.2

0

-0.1

5

-0.1

0

-0.0

5

-0.0

0

0.0

5

0.1

0

0.1

5

05

10

15

20

25

-0.2

5

-0.2

0

-0.1

5

-0.1

0

-0.0

5

-0.0

0

0.0

5

0.1

0

0.1

5

Fig.

10

– Im

pact

s dyn

amiq

ues d

e ch

ocs b

udgé

taire

s sur

les c

ompo

sant

es d

e la

dem

ande

* La

dem

ande

pub

lique

est

éga

le à

la v

ariab

le d

e dé

pens

es p

ubliq

ues c

onst

ruite

(cf p

artie

2).

Not

e de

lect

ure

: les

cho

cs b

udgé

taire

s sim

ulés

s’él

èven

t à 1€

et le

s fon

ctio

ns-r

épon

ses s

ont e

xprim

ées e

n €

par t

rimes

tre.

45

Fonc

tions

-Rép

onse

s

Choc sur lesRece

ttes

Dépe

nses

Rece

ttes

Rece

ttes

Dépe

nses

Dépe

nses

PIB

PIB

05

1015

2025

-2.0

-1.5

-1.0

-0.50.0

0.5

1.0

1.5

2.0

05

1015

2025

-2.0

-1.5

-1.0

-0.50.0

0.5

1.0

1.5

2.0

05

1015

2025

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

05

1015

2025

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

05

1015

2025

-4-3-2-1012345

05

1015

2025

-4-3-2-1012345

Fig.

11

– Im

pact

s dyn

amiq

ues d

e ch

ocs b

udgé

taire

s sur

l’ac

tivité

, sel

on le

VA

R st

ruct

urel

à 3

var

iable

s

Not

e de

lect

ure

: les

cho

cs b

udgé

taire

s sim

ulés

s’él

èven

t à 1€

et le

s fon

ctio

ns-r

épon

ses s

ont e

xprim

ées e

n €

par t

rimes

tre.

46

Fo

nct

ion

s-R

épo

nse

s

Choc sur les

Rec

ette

s

Dép

ense

s

Rec

ette

s

Rec

ette

s

Dép

ense

s

Dép

ense

s

Out

put g

ap

Out

put g

ap

Prix

(%)

Prix

(%)

Tau

x d

inté

rêt (

pb)

Tau

x d

inté

rêt (

pb)

05

10

15

20

25

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

05

10

15

20

25

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

05

10

15

20

25

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

05

10

15

20

25

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

05

10

15

20

25

-101234

05

10

15

20

25

-101234

05

10

15

20

25

-2-101234567

05

10

15

20

25

-2-101234567

05

10

15

20

25

-10

0

-500

50

10

0

15

0

20

0

05

10

15

20

25

-10

0

-500

50

10

0

15

0

20

0

Fig.

12

– Im

pact

s dyn

amiq

ues d

e ch

ocs b

udgé

taire

s sur

l’ou

tput

gap

, les

prix

et l

e ta

ux d

’inté

rêt

Not

e de

lect

ure

: pou

r les

rece

ttes

publ

ique

s, le

s dé

pens

es p

ubliq

ues

et l’

outp

ut g

ap, l

es c

hocs

bud

géta

ires

simul

és s

’élèv

ent à

1€

et le

s fo

nctio

ns-r

épon

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rimée

s en

€ p

artri

mes

tre ;

pour

les

prix

et l

e ta

ux d

’inté

rêt,

les

choc

s bu

dgét

aires

sim

ulés

s’él

èven

t à 1

Md€

et l

es fo

nctio

ns-r

épon

ses

sont

exp

rimée

s en

pou

rcen

tage

(%) e

t en

poin

ts d

e ba

se (p

b)re

spec

tivem

ent.