Réformes fiscales dans un modèle DSGE

France en économie ouverte

Maylis Coupet et Jean-Paul Renne∗

4 septembre 2007

Résumé

Cet article a deux objectifs. Le premier est de présenter un modèle d’équilibre général dynamique et

stochastique représentant l’économie française au sein de la zone euro. Les méthodes d’estimation bayésiennes

sont mises en oeuvre pour estimer une partie des parmètres, notamment les paramètres de rigidités nominales

et réelles. Le deuxième objectif est d’utiliser le modèle pour évaluer l’impact macroéconomique d’une mesure

de TVA sociale, c’est-à-dire une diminution de cotisations sociales financée par une hausse de la TVA. Les

simulations suggèrent qu’une mesure de TVA sociale pour un montant substitué équivalent à 1% du PIB

marchand serait expansionniste à court terme, avec une augmentation des heures travaillées d’environ 0,5%

au bout d’un an, une progression du PIB marchand de 0,4% et une amélioration de la balance commerciale

de 0,2 point de PIB. A long terme en revanche, les effets positifs sur l’emploi disparaîtraient et on observerait

une légère diminution de l’activité (le PIB marchand perdant 0,1% par rapport à sa valeur de compte central).

Codes JEL : C11, D58, E20, E62, H30.

Mots clés : modèle d’équilibre général dynamique et stochastique, variantes fiscales, TVA sociale, esti-

mation bayésienne.

∗Maylis Coupet, doctorante à l’EHESS, e-mail : maylis.coupet@gmail.com. Jean-Paul Renne, Ingénieur des Ponts et Chaussées,e-mail : jean-paul.renne@m4x.org. Nous remercions Anne Epaulard, Michel Juillard et Jean-Pierre Laffargue pour leur aide et leurscommentaires. Les opinions exprimées dans cette publication sont celles des auteurs et ne représentent pas nécessairement celles deleurs employeurs passés ou futurs.

1

1 Introduction

L’impact macroéconomique des politiques fiscales est traditionnellement évalué à court terme avec des mo-

dèles macroéconométriques et à long terme avec des maquettes statiques. Cette approche ne permet pas de

décrire toute la dynamique entre les effets de court terme et ceux de long terme, ni de s’assurer de la pleine

cohérence de ces deux types d’effets. Les modèles d’équilibre général dynamique et stochastique (DSGE) per-

mettent d’évaluer l’impact de long terme de politiques fiscales mais également de simuler la dynamique de

court-moyen terme menant à la situation de long terme.

Le cadre d’analyse des modèles DSGE a par ailleurs l’intérêt de reposer sur une modélisation structurelle

de l’économie et n’est donc pas soumis à la critique des modèles macroéconométriques de Lucas (1976). A tout

horizon, la technologie, les préférences, les objectifs et les contraintes des agents sont explicitement pris en

compte. Le fonctionnement de l’économie est entièrement dérivé de programmes d’optimisation des différents

agents et de leurs anticipations (rationnelles). La dynamique de court terme du modèle tient compte des rigidités

observées, qu’elles soient nominales (rigidités des prix et des salaires) ou réelles (coûts d’investissement, coûts

d’embauche et de licenciement). Le coût du capital est déterminé par la confrontation de la demande de capital

et des offres domestique et internationale de capital. A une prime de risque près, la parité non couverte des taux

d’intérêt est vérifiée. A long terme, le modèle rend compte principalement des comportements d’offre, mais des

effets de demande (via les prix relatifs) jouent aussi.

Les récents progrès de l’estimation bayésienne (cf. An et Schorfheide, 2005 ou Ruge-Murcia, 2004) ainsi que

le développement de logiciels de simulation1 a favorisé le développement des DSGE, à présent utilisés dans

de nombreuses institutions comme outil d’analyse de politique économique : le FMI établit certaines de ses

recommandations à partir des résultats du modèle GEM (Bayoumi, Laxton et Pesenti, 2004), la BCE dispose

d’un DSGE de la zone euro en économie fermée (Smets et Wouters, 2003) et la Réserve Fédérale utilise le modèle

SIGMA en économie ouverte (Erceg, Guerrieri et Gust, 2005). Alors que les banques centrales ont largement

participé au développement des DSGE du fait de l’intérêt que ceux-ci représentent pour l’analyse de la politique

monétaire, les propriétés des modèles d’équilibre général dynamiques en font également des outils performants

pour évaluer les impacts de mesures fiscales (cf. par exemple Pereira et Shoven, 1988, Aronsson et al., 2002,

Baylor et Beauséjour, 2004, ou encore Linnemann, 2004) et ceux des réformes structurelles.

Ce document présente les caractéristiques principales de deux modèles d’équilibre général en économie

ouverte. Le premier modélise la France au sein du reste du monde : les équilibres sur les marchés de bien final

et sur les marchés financiers sont assurés grâce à la flexibilité du taux de change et aux réactions des banques

centrales (domestique et étrangère). Ce modèle est utilisé pour estimer les paramètres de l’économie française

afin de tirer profit de l’information disponible avant la création de la zone euro. Le second modèle est une

simplification du précédent : il représente la France au sein de la zone euro : le taux de change entre la France

et la zone euro est fixe et seul le comportement de la Banque Centrale Européenne est modélisé. Ce deuxième

modèle est utilisé pour les simulations de politique économique. Il est en effet plus pertinent que le modèle de

1DYNARE a en particulier été largement sollicité pour le développement du présent modèle (cf.http ://www.cepremap.cnrs.fr/dynare/).

2

change flexible pour rendre compte des réactions de l’économie française à des chocs contemporains puisque,

d’une part, 51% des exportations françaises sont dirigées vers les pays de la zone euro et 58% des importations

françaises proviennent des pays de la zone euro et que, d’autre part, la politique monétaire est déterminée par

la Banque Centrale Européenne2 . Enfin, on simule une mesure de TVA sociale, c’est à dire un allégement les

cotisations sociales financé par une hausse du taux de TVA.

2 Le modèle

2.1 Le cadre du modèle

Le modèle représente les comportements de quatre types d’agents : les ménages domestiques, les entreprises

domestiques, l’Etat et les banques centrales.

Le bien-être des ménages dépend de leur consommation (de produits domestiques et/ou importés) et du

nombre d’heures travaillées. Ils font des arbitrages inter-temporels en fonction du taux d’intérêt et de l’inflation

anticipée pour déterminer leur consommation présente et à venir. Leur épargne est partagée en investisse-

ment productif et en placements en obligations domestiques et étrangères. Ils sont propriétaires du capital de

l’économie domestique qu’ils louent aux entreprises domestiques : par conséquent, ils prennent les décisions

d’investissement et en supportent les coûts (coûts d’ajustement). Ils prêtent et empruntent aux autres ménages

domestiques et aux ménages étrangers sous forme d’obligations : ils arbitrent entre les taux d’intérêt nationaux

et étrangers suivant une parité non couverte des taux d’intérêt. A chaque période, l’épargne nette placée à

l’étranger constitue des flux de capitaux qui financent le déséquilibre de la balance commerciale. Ces flux de

capitaux sont positifs si la balance commerciale est excédentaire et négatifs sinon. A l’équilibre de long terme,

la balance commerciale est supposée équilibrée3 . Les ménages déterminent également leur offre de travail en ar-

bitrant entre consommation et loisir à chaque période. Ils supportent enfin les coûts d’ajustement des variations

du salaire nominal.

Les entreprises demandent aux ménages domestiques une quantité de travail et de capital qu’elles déterminent

en fonction des demandes de biens qui leur sont adressées. Elles produisent des biens qui sont achetés par

les ménages domestiques et par les ménages étrangers. Elles fixent les prix sur chacun de leurs marchés en

concurrence imparfaite (pricing-to-market) : le prix domestique est fixé en fonction de la demande domestique

et le prix étranger en fonction de la demande étrangère et du taux de change. Elles supportent le coût des

changements de prix et d’ajustement de l’emploi.

L’Etat prélève des impôts qu’il reverse forfaitairement aux ménages. Les ménages supportent la TVA et les

entreprises versent des cotisations sociales. Les rémanences de TVA sont prises en compte : la TVA constitue nor-

malement un impôt sur la consommation finale dans la mesure où les entreprises peuvent normalement déduire

2Un modèle à trois zones (France / reste de la zone euro / reste du monde) a été exclu du fait du grand nombre de paramètresadditionnels qui auraient été alors nécessaires et afin de ne pas complexifier l’analyse des effets en jeu.

3Cette propriété est la conséquence de l’hypothèse selon laquelle le taux d’intérêt réel étranger de long terme est le mêmeque le taux d’intérêt réel des ménages français. Ceci est notamment obtenu si certaines caractéristiques structurelles domestiqueset étrangères sont identiques (préférences pour le présent, croissances de long terme, inflations ciblées par les banques centralesrespectives, cf. équations 24 et 25).

3

la TVA sur leurs achats. Néanmoins, ce droit à déduction étant limité dans certains cas, une part significative

de la charge fiscale induite par cet impôt pèse en première analyse sur les sociétés. Les «rémanences» de TVA

désignent la taxation résiduelle sur les consommations intermédiaires et les investissements des entreprises4 .

Dans le modèle de base (utilisé pour l’estimation), le taux de change domestique est flexible. Les comporte-

ments de la banque centrale domestique5 et de la banque centrale du reste du monde sont explicités. La demande

externe et les prix étrangers sont exogènes. Pour les simulations de politique fiscale, le modèle est modifié pour

rendre compte du change fixe au sein de la zone euro (cf. section 2.5).

Notations : par la suite, toute expression contenant une variable indicée dans le futur est une espérance. W̃

est le salaire en unité de consommation ( W̃ =W/PC). Les variables en minuscules font référence aux grandeurs

majuscules déflatées par le nombre d’habitants Nt et l’efficience du travail Et (par exemple ct = Ct/EtNt, yt,

kt, invt, xt, mt), excepté pour les salaires (wt = Wt/Et et w̃t = W̃t/Et) et pour le travail ( lt = Lt/Nt).

Pc est le prix de consommation TTC (TVA compris). Les termes du type ΓV,t (pour une variable Vt donnée)

correspondent au rapport Vt/Vt−1 (l’inflation des prix à la consommation est donc donnée par ΓPc,t) ; le terme

ΓV est égal à la croissance stationnaire de la variable Vt.

2.2 Les ménages

Le modèle comprend une infinité de ménages (indicés par i) dont chacun propose un type de travail spécifique

pour un salaire W(i)t . Les ménages déterminent leur consommation et leur offre de travail. Ils ont accès à des

marchés financiers complets. Ils détiennent le capital qu’ils louent aux entreprises domestiques. Enfin, ils peuvent

acheter des titres aux autres ménages ou à l’étranger. L’utilité intertemporelle espérée des ménages s’écrit :

EtΣ∞

k=0βkU(Ct+k, Ct+k−1, Lt+k, Nt+k, Nt+k−1).

où Ct est la consommation (en volume) et Lt le temps total passé à travailler (en heures). La fonction d’utilité

a la forme suivante, l étant la durée maximale de travail possible par habitant et h un paramètre d’habitude de

consommation (h ∈ [0, 1[) :

U(Ct, Ct−1, Lt, Nt, Nt−1) = log

(Ct

Nt

− hCt−1

Nt−1

)+ ϕ log

(l −

Lt

Nt

)

Il est donc supposé que l’élasticité intertemporelle de substitution est unitaire6 . La même forme d’utilité —

4D’après le Conseil des Impôts (2001), les entreprises supportent 16% du produit de la TVA (et 15% par les administrationspubliques). Selon le même rapport, 75% de cette charge repose sur les consommations intermédiaires et 25% sur la FBCF desentreprises. Par ailleurs, 70% des rémanences sur les consommations intermédiaires résultent des effets du champ d’application, desexonérations et de la franchise et 30% résultent de limitations spécifiques du droit à déduction. On peut souligner que les rémanencessur les consommations intermédiaires sont supportées à 40% par l’immobilier, les locations et les services pour entreprises. Pourcompléter cet aperçu sur les rémanences, on peut noter que le taux moyen apparent de TVA sur l’investissement des entreprises dusecteur financier est 5 fois plus élevé que le taux auquel font face les entreprises non financières.

5La banque centrale domestique réagit à l’inflation domestique. Cette hypothèse est naturellement discutable dans la mesure oùla période d’estimation (1986-2006) englobe une sous-période de politique monétaire européenne.

6Smets et Wouters (2003) estiment une élasticité intertemporelle de substitution égale à 0,7 pour la zone euro, Bergin (2006)estime une valeur très proche de 1 pour les Etats-Unis. Adjémian et al. (2004) obtiennent des valeurs proches de l’unité pourles Etats-Unis comme pour la zone euro. Juillard et al. retiennent une valeur de 0,8 pour les Etats-Unis. Une valeur unitaire estcourante dans la littérature (Ireland, 2004, Chang et al., 2006).

4

sans habitudes de consommation— est utilisée par Dib (2003) ou Chang et Schorfheide (2001). Elle a notamment

été retenue car elle permet d’obtenir aisément une croissance équilibrée. En d’autres termes, elle rend possible la

modélisation d’un progrès technologique présentant une tendance (stochastique) autour de laquelle les variables

réelles du modèle sont stationnaires. Cette modélisation explicite du sentier de croissance équilibrée permet en

particulier de s’affranchir des filtrages ad hoc que l’on rencontre couramment dans les estimations de modèles

DSGE7 .

A chaque période, les ménages perçoivent des salaires, les intérêts (et le principal) correspondant aux titres

domestiques et étrangers qu’ils détiennent8 , les dividendes versés par les entreprises, le loyer du capital qu’elles

leur louent ainsi que les recettes des impôts prélevés dans l’économie. En contrepartie, les ménages consomment,

accumulent du capital, achètent des titres. En outre, les ménages subissent les coûts d’ajustement (à la Rotem-

berg, 1982) de leur salaire : si la croissance de leur salaire s’écarte du sentier stationnaire, un coût est supporté

par les ménages en termes de consommation. Ce coût a pour objet de reproduire les rigidités nominales asso-

ciées à la dynamique des salaires (cf. Juillard et al. 2006, Laxton et Pesenti, 2003, Kim, 2000). Les ménages

reçoivent de façon forfaitaire le montant des impôts prélevés dans l’économie ainsi que les montants des coûts

d’ajustements (prime de risque comprise). Ils sont propriétaires des entreprises : les dividendes sont également

reversés de façon forfaitaire. Formellement, la contrainte budgétaire s’écrit :

Pc,t

Ct

Nt

+ Pd,t(1 + τrem,t)It

Nt

+Bd

t

Nt

+ εt

B∗dt

Nt

+ΨW

2

(W

(i)t

W(i)t−1

− ΓW

)2Pc,t

Ct

Nt

≤ (1 + it−1)Bd

t−1

Nt−1ΓNt

+(1 + i∗t−1

)(1 + rpt)εt

B∗dt−1

Nt−1ΓNt

+W(i)t

L(i)t

Nt

+divt

Nt

+ impotst +CAt +RK,t

Kt−1

Nt−1ΓNt

où Bdt correspond à la détention de titres domestiques et B∗d

t celle de titres étrangers exprimée en devises (εt

est le prix d’une unité de monnaie étrangère en monnaie domestique). Pc,t est le déflateur de la consommation

(TVA incluse) et Pd,t est celui de la valeur ajoutée (hors taxe), W(i)t est le salaire (hors cotisations sociales)

horaire perçu par le ménage (i), RK,t est le coût (nominal) de location du capital, divt représente les dividendes

reçus par les ménages, it−1 et i∗t−1 sont les taux d’intérêt nominaux relatifs aux titres domestiques et étrangers

respectivement (les titres sont acquis en t− 1 et les intérêts sont perçus en t), τrem,t est une taxe sur les biens

d’investissement (elle est introduite afin de modéliser les rémanences de la TVA). CAt et. impotst correspondent

respectivement aux coûts d’ajustement agrégés et aux recettes fiscales qui sont reversés aux ménages de manière

forfaitaire. Afin d’assurer la stabilité du système, une prime de risque rpt est ajoutée au paiement des intérêts de

dette étrangère (cf. Schmitt-Grohé et Uribe, 2003). Cette prime de risque est modélisée de la manière suivante :

rpt = α11− eα2εtb

∗dt−1

1 + eα2εtb∗dt−1

Ainsi, lorsque les ménages sont endettés vis à vis de l’étranger (b∗dt−1 < 0), ils paient aux investisseurs

7Guay et St-Amant (1997) ont par exemple montré que les filtres traditionnellement utilisés (Hodrick-Prescott ou Baxter-King)peuvent engendrer des pertes d’information conséquentes.

8Naturellement, si un ménage est endetté, il ne perçoit pas mais paie les intérêts.

5

étrangers une prime de risque d’autant plus grande que l’endettement est important. Alors que le paramètre

α1 détermine le niveau maximal de la prime de risque, le paramètre α2 fixe la vitesse avec laquelle la prime de

risque rejoint sa valeur maximale lorsque l’endettement fluctue.

Les ménages consomment de la production domestique (cdt , prix hors taxes Pd,t) et importent des biens de

consommation (mt, prix hors taxes εtP ∗t ). Leur consommation finale résulte de l’agrégation (Dixit-Stiglitz) de

ces deux types de consommation :

ct =

(κcd

η−1η

t + (1− κ)mη−1η

t

) ηη−1

(1)

En notant q∗t le rapport entre les prix étrangers hors taxes exprimés en monnaie domestique (εtP∗

t ) et les prix de

la production (Pd,t) et qc,t le rapport entre le prix à la consommation (TVA incluse) et le prix de la production,

la maximisation de la consommation sous contrainte de coût aboutit aux demandes respectives des deux types

de consommation :

mt =

((1 + τTV A,t)q∗tqc,t (1− κ)

)−η

ct (2)

cdt =

(1 + τTV A,t

κqc,t

)−η

ct (3)

L’accumulation du capital est donnée par :

(1− δ)Kt−1

Nt−1ΓNt

+It

Nt

exp

(−χ

2

(It

It−1− ΓI

)2)=

Kt

Nt

(4)

Si la croissance de l’investissement n’est pas égale à celle de l’état stationnaire, des pertes font que seule une

partie de It vient gonfler le stock de capital de la période suivante. L’expression de ces rigidités est empruntée

à Sveen et Weinke (2003, 2005).

Les offres de travail des ménages sont différenciées, de sorte que la demande de travail adressée au ménage

(i) est élastique au salaire demandé par ce ménage9 :

L(i)t =

(W

(i)t

Wt

)−ρ

Lt

2.3 Les entreprises

Pour produire le bien intermédiaire Y(i)t , chaque entreprises (i) emploie une technologie modélisée par une

fonction de production CES (élasticité de substitution σ). Afin d’obtenir un sentier de croissance équilibré, une

variable de progrès technique neutre au sens de Harrod (Et) est introduite dans la fonction de production, qui

9On peut dériver une telle relation de la modélisation d’une agence pour l’emploi (cf. par exemple Bordo et al., 2006) quiagrègerait les offres de travail à partir d’un indicateur de Dixit-Stiglitz. En supposant d’une part que cette agence maximiserait letravail agrégé sous contrainte de coût et d’autre part qu’elle ne ferait pas de profits, on obtiendrait formellement cette demande detravail.

6

s’écrit alors :

Y(i)t = At

(γK

(i)σ−1σ

t + (1− γ) (EtL(i)t )

σ−1σ

) σσ−1

(5)

Le bien final destiné aux ménages domestiques est noté Y dt . (il sera utilisé par les ménages sous forme de

consommation Cdt et d’investissement It) Il est réalisé à base de bien intermédiaire par une entreprise selon une

technique d’agrégation à la Dixit-Stiglitz :

Y dt =

1∫

i=0

(Y

d(i)t

) θ1+θ

di

1+θθ

De même, le bien final destiné à l’étranger est obtenu selon :

Y ft =

1∫

i=0

(Y

f(i)t

) θ∗

1+θ∗

di

1+θ∗

θ∗

L’entreprise de bien final ne réalise pas de profit et maximise les quantités Y dt et Y f

t sous contrainte de

coût. Du fait des élasticités de substitution θ et θ∗ qu’il existe entre les biens intermédiaires, les demandes

Yd(i)t et Y

f(i)t adressées par l’entreprise de bien final aux entreprises de biens intermédiaires sont élastiques aux

prix proposés par chaque entreprise (i). Si P(i)d,t et P̄

(i)t sont les prix proposés par l’entreprise sur le marché

domestique et à l’étranger (en devises), on montre en effet que les demandes de bien intermédiaire sont données

par :

Yd(i)t =

(P(i)d,t

P dt

)−θt

Y dt ,

Yf(i)t =

(P̄(i)t

P̄t

)−θ∗

Y ft .

Le taux de change, défini comme le prix d’une devise en monnaie domestique, est noté εt. Les entreprises

louent le capital aux ménages au coût nominal de location RK,t. Trois nouvelles rigidités quadratiques à la

Rotemberg sont introduites : une première rend coûteuse les variations de prix domestiques qui écartent la

progression des prix de son sentier stationnaire (cf. An et Schorfheide, 2005), une seconde rend coûteuses celles

des prix à l’étranger et une troisième celles de l’emploi. Le taux de cotisations sociales est noté τ cse,t. Le profit

du producteur (i) s’écrit finalement :

Π(i)t = P

(i)d,tY

d(i)t + εtP̄

(i)t Y

f(i)t − (1 + τ cse,t)WtL

(i)t −RK,tK

(i)t −

ΨP

2

(P(i)d,t

P(i)d,t−1

− ΓPd

)2P(i)d,tY

d(i)t

−ΨP∗

2

(εν−1t P̄

(i)t

εν−1t−1 P̄

(i)t−1

− Γν−1ε Γπ̄

)2εtP̄

(i)t Y

f(i)t −

ΨL

2

(L(i)t

L(i)t−1

− ΓL

)2WtL

(i)t

7

2.4 Bouclage du modèle

Le modèle est constitué des équations (1) à (5), auxquelles on ajoute les conditions du premier ordre (cf.

annexe A, équations 12 à 21). Le bouclage du modèle est réalisé grâce à deux blocs supplémentaires, qui ne

sont pas dérivés des comportements d’optimisation des agents (le bloc de demande externe (6) et les réactions

des banques centrales (7 et 8)). Le modèle est finalement complété par la définition des processus suivis par les

variables exogènes du modèle.

La demande extérieure dépend de la compétitivité extérieure de l’économie française (rapport entre des

prix étrangers P ∗t et le prix de la production domestique vendue à l’étranger P̄t, en devises). En supposant que

l’élasticité prix de la demande extérieure est identique à l’élasticité prix de la demande intérieure η, on pose (cf.

par exemple Erceg et Guerrieri, 2005) :

xt =

(P ∗t (1− κ)

P̄t

)−η

c∗t =

(q∗t (1− κ)

qb,t

)−η

c∗t (6)

La politique monétaire s’appuie sur une règle faisant dépendre le taux d’intérêt nominal de sa valeur

passée (comportement de lissage des taux d’intérêt) et de l’inflation courante. Le taux d’intérêt étranger est

supposé être établi de façon analogue.

it = ζit−1 + (1− ζ)(icible + τ(ΓPc,t − ΓεΓP∗)) + εit (7)

i∗t = ζ∗i∗t−1 + (1− ζ∗)(i∗cible + τ∗(ΓP∗,t − ΓP∗)) + εi∗t (8)

Les processus stochastiques suivis par l’inflation étrangère (ΓP∗,t), la croissance démographique (ΓN,t),

la croissance de l’efficience (ΓE,t), la PGF (At), la demande étrangère (c∗t ), certains paramètres structurels

(β,ϕ,ρ,κ,θ) ainsi que les cibles suivies par les banques centrales domestiques et étrangères (icible et i∗cible)10

prennent la forme de processus AR(1)11 .

On clôt finalement le modèle avec les équilibres emplois-ressources de l’économie et la balance des

paiements (équation 11)

yt = ydt + xt (9)

ydt = invt + cdt (10)

qb,txt − q∗t mt = qc,tb∗

t −(1 + i∗t−1

) b∗t−1qc,t−1q∗

t

q∗t−1ΓN,tΓP∗tΓE,t

(11)

10La modélisation de cibles des banques centrales variables dans le temps permet de faciliter l’estimation des fonctions de réactiondes banques centrales (les taux d’intérêt nominaux présentant une tendance décroissante sur la période d’estimation).

11Pour alléger les notations, les indices t relatifs aux paramètres variables dans le temps ne sont pas inclus dans les équationsprésentées ci-dessus. En ce qui concerne les paramètres définissant les processus AR(1), les notations sont les suivantes : pour unevariable vt donnée, on a vt = ψvvt−1 + (1 − ψv)v

∗ + εvt , où v∗ est la valeur de la variable v à l’état stationnaire et εvt est i.i.d.

N(0, σv).

8

2.5 Le modèle «France dans la zone euro»

Le modèle présenté ci-dessus, basé notamment sur l’hypothèse de l’existence d’une banque centrale «do-

mestique», est utilisé pour l’estimation du modèle : afin de disposer de séries suffisamment longues, la période

d’estimation débute en 1986. Dans l’optique de simulations de variantes fiscales, il convient de modifier le mo-

dèle afin de le rendre le plus cohérent possible avec la structure actuelle de l’économie. En particulier, il est

nécessaire de remplacer la banque centrale «domestique» par la BCE. Puisqu’une grosse partie des échanges

commerciaux de la France est effectuée avec les pays de la zone euro, on ne modélise non plus la France dans

l’économie mondiale mais la France dans la zone euro, cette dernière étant considérée comme une économie

fermée. Concrètement, ceci consiste à figer le taux de change nominal (εt ≡ 1) et à supprimer la fonction

de réaction de la Banque de France. Dans cette version du modèle, l’équation (8) est réécrite de la manière

suivante12 :

i∗t = ζi∗t−1 + (1− ζ)(i∗ + τ((ΓPc,t)0.21 (ΓP∗,t)

0.79 − ΓP∗)) + εi∗t

Par ailleurs, dans cette nouvelle version du modèle, l’économie étrangère est mieux connue et correspond

aux onze autres pays de la zone euro. Cette précision rend possible une modélisation plus fine des relations entre

les prix étrangers et la demande extérieure. Il apparaît notamment important de permettre une réaction des

prix étrangers —c’est-à-dire du prix agrégé des 11 autres pays de la zone euro— au taux d’intérêt de la BCE13 .

3 Estimation

3.1 Données et approche d’estimation

Le champ considéré englobe les branches EA-EP (branches marchandes) de la comptabilité nationale fran-

çaise. Les données sont trimestrielles et couvrent la période 1986T1-2006T1. Elles proviennent des comptes

trimestriels de l’INSEE et de la base de données Perspectives Economiques de l’OCDE (cf. annexe C).

La détermination des paramètres du modèle s’articule en deux temps. Le premier temps correspond à une

phase de calibrage (cf. 3.2) et le second à une phase d’estimation (cf. 3.3) basées sur les techniques bayé-

siennes. Les lecteurs non intéressés par les aspects techniques du calibrage et de l’estimation peuvent se rendre

directement à la section 4 sans affecter la compréhension qu’ils auront des simulations.

3.2 Calibrage

On parle de calibrage lorsque l’on affecte des valeurs aux paramètres du modèle sans recourir à des processus

numériques lourds (optimisation, calcul intégral). Le tableau 1 présente les valeurs des paramètres issues de cette

phase. Les paramètres calibrés —et donc non estimés— se répartissent à leur tour en trois catégories : (i) ceux

12Le 21% en exposant de ΓPc,t correspond à la part du PIB français dans le PIB de la zone euro en 2005. Pour les simulations,la cible visée par la banque centrale est figée à i∗.

13On estime pour celà un VAR comprenant deux séries endogènes (ΓP∗ et c∗) et le taux d’intérêt comme variable exogène. Lesdonnées sont obtenues en pondérant des séries de demande intérieure pour l’Allemagne, l’Italie, les Pays-Bas et l’Espagne (commeproxy de c∗) par les PIB de ces pays (ces quatre pays représentaient plus de 80% du PIB de la zone euro hors France en 2005). Lesmêmes pondérations sont appliquées aux déflateurs correspondants pour P ∗. Conformément au diagnostic des critères de Schwarzet d’Akaïke, un seul retard est retenu pour le VAR. L’estimation est réalisée entre 1996T1 et 2006T2.

9

découlant directement de certaines moyennes de long terme des variables observables, (ii) ceux pour lesquels il

existe un certain consensus parmi les économistes et (iii) ceux que l’on calibre afin de rendre le modèle cohérent

avec la satisfaction de certains ratios en moyenne. Ces trois catégories sont respectivement traitées par les trois

prochains paragraphes.

[Insérer Tableau 1]

La moyenne de l’inflation trimestrielle des prix à la consommation donne la croissance trimestrielle des prix

à l’état stationnaire ΓPc = exp(0, 0048), soit une inflation annualisée de 1, 9%. On pose alors ΓPd = ΓPc et

puisque le taux de change effectif n’a pas de tendance sur la période (Γε = 1), on a ΓP∗ = ΓP = ΓPc. Les

données suggèrent que ΓN = exp(0, 0011) et que ΓE = exp(0, 0044), ce qui implique un taux d’intérêt nominal

annualisé de 6, 2% (la moyenne empirique sur la période d’estimation étant de 5, 6%).

On retient un de β de 0.995 (soit 1, 02−0.25), un taux de dépréciation du capital trimestriel (δ) de 2, 5%.

On fixe également l’élasticité de substitution entre capital et travail (σ) à 0, 6. Cette élasticité, inférieure à

l’élasticité unitaire de type Cobb-Douglas, est notamment en ligne avec les estimations de Klump, McAdam

et Willman (2004) ou encore Crépon et Gianella (2001). Suivant Smets et Wouters (2002a), Gali et Monacelli

(2000), Engel et Matsumoto (2006), Backus et al. (1992) ou encore Chari et al. (2002), l’élasticité de substitution

entre la consommation de produit domestique et étranger (η) est prise égale à 1, 5, valeur usuellement estimée

sur données macroéconomiques (cf. Collard et Dellas, 2002)14 . Enfin, de même que Laxton et Pesenti (2003)

on retient une élasticité de substitution entre les différents types de travail (ρ) de 4. Toujours suivant Laxton

et Pesenti (2003), les paramètres α1 et α2 définissant la prime de risque sur le rendement des avoirs nets (des

ménages français vis-à-vis de l’étranger) sont fixés respectivement à 0, 05 et 0, 1, ce qui correspond à une faible

force de rappel de la position nette extérieure à son niveau stationnaire15 .

Enfin, certains paramètres du modèle sont déterminés de sorte à rendre l’état stationnaire compatible avec

certains ratios que l’on veut vérifier en moyenne : la part moyenne des rémunérations salariales dans la valeur

ajoutée doit être de 65%, la part des investissements dans la valeur ajoutée doit être de 18%, celle des expor-

tations de 30%, 40% de la consommation (en production EA-EP) est importée et la fraction de temps travaillé

sur le temps mobilisable pour le travail est fixée à 90%. Ces cinq ratios permettent de calibrer cinq paramètres :

γ, κ, c∗, θ et ϕ. L’élasticité θ de substitution entre biens ainsi obtenue est de 7, 5, soit un facteur de marge de

θ/(θ − 1) = 1, 15, ce qui est cohérent avec les valeurs usuellement retenues16 .

14Cette valeur peut toutefois être jugée faible au regard des résultats d’études empiriques, par exemple ceux de Erkel-Rousse etMirza (2002) qui obtiennent des élasticités de substitution allant jusqu’à 7 pour les industries produisant des biens relativementpeu différenciés. Selon ces auteurs, les faibles estimations couramment obtenues s’expliqueraient par des erreurs de mesure dans lesindices de prix d’imports ou encore par des problèmes d’endogénéité.

15La valeur de α1 implique que la prime de risque varie entre ±5 points (limites qu’elle atteindrait dans des cas extrêmes et doncvirtuels) et la valeur de α2 définit la vitesse à laquelle la prime de risque varie lorsque la position extérieure nette s’éloigne de 0.Pour fixer les idées, avec ces valeurs de α1 et α2, des positions extérieures nettes françaises déficitaires de (respectivement) 1%, 5%et 10% du PIB engendrent des primes de risque respectives de 8, 11 et 24 points de base.

16Rotemberg et Woodford (1999) estiment par exemple (pour les Etats-Unis) un facteur de marge de 1,15 et Amato et Laubach(1999) 1,19.

10

3.3 Estimation bayésienne

L’annexe D décrit brièvement le principe d’une estimation bayésienne. La présente estimation suit plus

précisément Ireland (2004) qui met en oeuvre une méthode permettant de s’affranchir du filtrage préliminaire

—et relativement arbitraire— des tendances présentes dans les séries historiques, ce qui requiert notamment un

modèle explicitant un sentier de croissance équilibré. Aussi, dans notre modèle, la production, la consommation,

l’investissement, les exportations et les importations sont stationnaires autour d’une tendance stochastique

retraçant les évolutions démographiques et celles du progrès technique. Les avantages de cette méthode sont

doubles. Premièrement, en ce qui concerne l’estimation, les séries utilisées comprennent plus d’information que

dans le cas d’un retraitement initial des tendances17 . Deuxièmement, le modèle ainsi construit et estimé permet

de simuler de manière cohérente des ruptures permanentes de tendance du progrès technique ou de l’évolution

démographique (de telles simulations ne sont toutefois pas présentées dans cet article).

Les lois priors et les posteriors de l’estimation bayésienne sont regroupées dans le tableau 5. Ce tableau donne

également les densités priors qui ont été retenues lors de l’estimation. Compte tenu de l’absence de consensus

sur la valeur des paramètres de rigidités18 , les lois priors retenues pour l’estimation bayésienne présentent un

écart type infini (loi gamma inverse). On notera notamment que les rigidités les plus importantes portent sur

les salaires. Il est possible de rendre cette valeur de rigidité sur les salaires plus concrète à partir d’un exemple :

si, sur une année, les salaires gagnent 1% de plus qu’en régime stationnaire, les ménages subissent un coût

équivalent à 0,3 point de consommation (=1000/2×(14%)2). Par ailleurs, l’estimation suggère l’importance de

phénomènes d’habitudes de consommation puisque le paramètre h est estimé à 0,92. A titre de comparaison,

Smets et Wouters (2003) estiment ce paramètre à environ 0,6 pour la zone euro, de même que Pytlarczyk

(2005) ; sur données américaines, Juillard et al. (2005) obtiennent 0,83. Bodart et al. (2006) retiennent quant à

eux 0,85 et Laxton et Pesenti (2003) 0,95. Enfin, les paramètres d’auto-régressivité de la productivité globale

des facteurs (A) et de la préférence pour la consommation domestique (κ) ont été estimées proches de l’unité

(respectivement 0,99 et 0,98). D’aussi fortes valeurs sont couramment trouvées lors d’estimations bayésiennes

(cf. Adolfson et al., 2005, Dib, 2003 ou encore Ireland, 2004). Hairault et Portier (1993) retiennent également

0,99 pour calibrer ρA sur données Françaises.

[Insérer Tableau 5]

La connaissance des densités posteriors peut être mise à profit pour tester la robustesse de simulations du

modèle. En effet, les fonctions de réponse des variables à différents chocs (notamment des chocs de politique

17Dans la plupart des estimations de DSGE, les séries sont préalablement stationnarisées, car le modèle sous-jacent n’expliqueque les variations autour des tendances du progrès technique. Différentes méthodes sont employées : retrait de tendances linéaires,quadratiques, ou utilisation de filtres de Hodrick-Prescott notamment. En général, cette opération est effectuée série par série : dèslors, comment interpréter les différences de tendances d’une série à l’autre ? Par ailleurs, le risque de ces méthodes est d’attribuer auprogrès technique (que l’on veut éliminer) des chocs moins persistants (qui devraient donc être compris dans les séries d’estimation)ou inversement d’inclure dans les séries d’estimation des chocs attribuables au progrès technique (leakage problem et compressionproblem ).

18Hairault et Portier (1993) retiennent ΨP = 1 ; Dib (2006) estime diverses valeurs de ΨP (entre 2 et 40) et de ΨL (entre 0 et3) ; Kim (2000) retient ΨP = 0.8 ; Ireland (1997) ΨP = 4 ; Bergin (2004) ΨP = 31 ; Laxton et Pesenti (2003) utilisent quand à euxdes rigidités plus importantes (ΨP et ΨW sont de l’ordre de plusieurs centaines), de même que Juillard et al. (2005).

11

économique) sont des fonctions des paramètres du modèle. Dès lors, connaître la distribution des paramètres doit

permettre le calcul la distribution des réponses aux chocs. Dans la pratique, le calcul analytique des distributions

des fonctions de réponse est rapidement impossible et des méthodes de Monte-Carlo doivent être mises en

oeuvre pour déterminer les intervalles de confiance des réponses. Il reste à noter que si seule l’incertitude sur

les paramètres estimés par méthodes bayésiennes est prise en compte, on surestime la précision des évaluations

puisque cela revient à supposer qu’il n’y pas d’incertitude sur les paramètres calibrés —ce qui n’est pas le cas.

Nous avons donc réintroduit du bruit sur ces derniers de manière ad hoc lors du calcul de nos intervalles de

confiance19 .

Notons pour clore cette partie que l’aspect stochastique du modèle n’intervient ici que pour la phase d’estima-

tion. Autrement dit, les simulations de mesures fiscales présentées dans la suite ne dépendent pas des variances

des chocs stochastiques qui affectent cette économie. Les simulations sont réalisées de manière déterministe,

c’est à dire qu’une fois la mesure annoncée, les agents connaissent tous la trajectoire future que va connaître

l’économie. La dimension stochastique du modèle et notamment les implications de cette dimension en termes

de réactions des agents pourrait faire l’objet de prolongements ultérieurs.

4 L’incidence fiscale dans le modèle «France dans la zone euro»

Comme il a été mentionné en introduction, un modèle d’équilibre général dynamique constitue un outil

pertinent pour évaluer des mesures de politique économique. Comme les maquettes fiscales de long terme, cet

outil permet d’analyser l’incidence fiscale à long terme : une hausse de la charge fiscale pesant sur l’un des

facteurs pèse à terme sur tous les facteurs mais surtout sur les moins «mobiles», c’est-à-dire ceux dont l’offre

réagit le moins aux variations de leur rémunération. Toutefois, un atout fondamental d’un modèle d’équilibre

général dynamique par rapport aux maquettes de long terme est qu’il permet de décrire également toute la

dynamique suivie par l’économie entre l’annonce de la mesure et son nouvel état de long terme.

Après avoir détaillé les mécanismes à l’oeuvre à long terme (partie 4.1), nous montrerons qu’il peut être

utile d’analyser les réponses de court terme de l’économie avec des raisonnements propres à l’incidence fiscale :

à ces horizons, ce sont les rigidités nominales et réelles qui définissent le degré de mobilité des facteurs (partie

4.2). Enfin les résultats de différentes variantes fiscales «élémentaires» seront présentées avant de les combiner

pour évaluer les effets d’une mesure de TVA sociale (partie 4.3).

4.1 L’incidence fiscale à long terme

La dernière colonne du tableau 2 présente les impacts macroéconomiques de long terme de trois variantes

fiscales «élémentaires» : hausse de cotisations sociales, hausse de TVA et hausse de l’imposition sur le capital.

Les mesures considérées consistent à augmenter les recettes fiscales ex ante d’un montant équivalent à 1% du PIB

marchand (environ 12 Md€). Deux types de mécanismes gouvernent les résultats de long terme. Les premiers

sont relatifs aux effets d’offre et concernent essentiellement les phénomènes de substitutions entre facteurs de

19Lors des tirages aléatoires des paramètres (méthode de Monte-Carlo), ceux ayant été calibrés sont tirés suivant une loi uniformedans un intervalle du type [80%x, 120%x], où x représente la valeur du paramètre retenue dans le modèle de base.

12

production. Les seconds s’attachent plus précisément aux variations relatives des prix (prix à la consommation,

prix à la production et prix étrangers).

4.1.1 Les effets d’offre d’une hausse de prélèvement à long terme

Nous rappelons ici les conclusions obtenues dans le cadre de maquettes fiscales de long terme dans lesquelles

les facteurs de production se caractérisent par des degré de mobilité différents (cf. notamment Salanié, 2000)20 .

Le présent modèle comprend deux facteurs de production, travail et capital, le deuxième étant beaucoup plus

mobile que le premier à long terme. Cette différence de mobilité peut s’exprimer ainsi : alors que le rendement

après impôt du capital est fixé à long terme (il ne dépend que des préférences des agents, du taux de dépréciation

du capital, de la croissance démographique et de la productivité de long terme, cf. équation 27), l’offre de travail

a une élasticité finie par rapport aux salaires (cf. équation 23).

En conséquence, à long terme, les entreprises répercutent intégralement les hausses exogènes de coût des

facteurs (telles que les hausses des prélèvements) sur les salaires réels reçus par les ménages. Il en résulte une

diminution de l’offre de travail. Toutes les taxes diminuent donc nécessairement l’emploi. De plus, comme toute

hausse de taxe diminue —ou du moins ne saurait augmenter— le coût relatif du travail par rapport à celui du

capital pour les entreprises, ces dernières réduisent au moins autant leur demande de capital que leur demande

de travail. Le cas le plus défavorable à long terme pour la croissance est finalement obtenu par une hausse de

l’imposition sur le capital puisque, par rapport à une hausse de l’imposition du travail, l’intensité capitalistique

diminue alors que la baisse des heures travaillées est faible.

Ce raisonnement est quantifié par le modèle (dernière colonne du tableau 2) : le PIB perd respectivement

0,1% et 0,6% par rapport au compte central selon que la hausse de recettes fiscales provient d’un surcroît

de taxation du travail ou du capital. Cette différence s’explique essentiellement par les écarts de réaction de

l’investissement, ce dernier perdant respectivement 0,1% et 2,3% dans les deux cas (les heures travaillées perdant

respectivement 0,14% et 0,08%).

Le cas d’une hausse de TVA est intermédiaire (le PIB perd -0,3%) entre celui d’une hausse de cotisations

sociales et d’une hausse de l’imposition du capital à long terme. En effet, la baisse du salaire réelle via l’augmen-

tation des prix à la consommation rapproche la TVA des cotisations sociales mais les rémanences de TVA font

reposer une part de la charge fiscale (de l’ordre de 15%) sur les biens d’investissement, et donc sur le capital.

4.1.2 Les effets prix d’une hausse de prélèvement à long terme

Les comportements de fixation des prix sur les marchés domestiques et étrangers des entreprises françaises

sont modélisés dans le DSGE. Suite à la hausse d’un impôt, comme on l’a expliqué précédemment, les entreprises

20On notera que la maquette de Salanié (2000) n’aboutit pas tout à fait aux mêmes conclusions car elle comporte trois facteursde production (le travail est divisé en travail qualifié et travail non qualifié rémunéré au SMIC). Salanié suppose que le travailqualifié est complémentaire au capital et que son offre est exogène. En conséquence, le degré apparent de mobilité du capital estaffecté. Par ailleurs, dans ce type de maquette où apparaît un salaire minimum et du chômage classique, on observe qu’une taxe surles bas salaires est particulièrement néfaste pour l’activité et l’emploi car l’offre de travail non qualifié est —de manière apparente—infiniment élastique au salaire. Pour étudier des mesures fiscales ciblées (de type allègement de charges sur les bas salaires), ilfaudrait compléter notre modèle en segmentant le marché du travail.

13

diminueront à terme le salaire réel versé aux travailleurs. Elles peuvent diminuer ce salaire réel (déflaté par les

prix de production, W/Pd) de deux manières : en diminuant le salaire nominal versé ou en augmentant leur prix

de vente. Elles effectuent donc un arbitrage.

(i) D’un côté, choisir d’augmenter les prix de vente permet aux entreprises d’atténuer l’effet de la diminution

du coût du travail (W/Pd) sur le comportement d’offre de travail des ménages21 , et par conséquent son

effet récessif sur la production et donc sur leur profit. Les ménages déterminent en effet leur offre de travail

en fonction du salaire qu’ils reçoivent, déflaté par les prix de consommation. Or, le salaire déflaté par les

prix à la consommation diminue d’autant moins que la diminution du coût du travail est acquise par une

hausse des prix de vente plutôt que par une diminution du salaire nominal. Le salaire réel considéré par

les ménages peut en effet se décomposer en fonction du coût du travail et des termes de l’échange intérieur

(Pd/Pc) :W

Pc

=W

Pd

Pd

Pc

Or, en économie ouverte, dès lors que les ménages importent des biens pour leur consommation, une

hausse des prix de vente des produits domestiques permet d’augmenter les termes de l’échange intérieur

(Pd/Pc) et donc de limiter la baisse du salaire réel perçu par les ménages W/Pc pour une baisse donnée

du coût du travail22 . Cet effet est également développé par Gafsi et al. (2004).

(ii) D’un autre côté, choisir d’augmenter son prix de vente, c’est aussi réduire ses débouchés et par conséquent

son profit. La hausse du prix de vente réduit en effet la compétitivité externe (donc les exportations des

entreprises françaises) ainsi que la compétitivité interne. Les ménages domestiques réduisent d’autant plus

la part des biens domestiques dans leur consommation que la hausse du prix est importante (mais leur

consommation totale diminue d’autant plus...).

Le calibrage retenu implique que le premier de ces deux effets domine : à long terme une diminution du

salaire réel versé aux ménages passe plutôt par une augmentation des prix plutôt que par une diminution du

salaire nominal.

[Insérer Tableau 2]

4.2 L’incidence fiscale à court terme

Le tableau 2 présente également les résultats des trois hausses d’impôt à court terme (les deux premières

années). Les réactions des différentes variables macroéconomiques au cours des dix premières années sont en

outre tracées sur les figures 2 à 4.

[Insérer Figure 2]

[Insérer Figure 3]

[Insérer Figure 4]

21Sans toutefois modifier le coût réel du capital car le loyer du capital exigé par les ménages est déflaté par les prix de production.

22En effet, on suppose que les prix des importations ne sont pas affectés à long terme par l’imposition en France, ce qui impliquequ’une hausse du prix de vente français réduit dans une moindre mesure le prix de la consommation, donné par l’agrégat Dixit-

Stiglitz : Pc =(κηP 1−η

d+ (1− κ)η P 1−ηm

) 11−η

.

14

Les effets de hausses d’impôt à court terme diffèrent de leurs effets de long terme du fait de la présence

de rigidités nominales et réelles. Les ménages supportent en effet le coût d’une modification des salaires par

rapport à l’inflation salariale de long terme ainsi que celui d’une modification du rythme de progression de

l’investissement par rapport à celui de régime stationnaire. Les entreprises, quant à elles, supportent le coût

d’une modification des prix par rapport à l’inflation de long terme ainsi que celui d’une modification du niveau

d’emploi par rapport à la période précédente (coût de licenciement ou coût d’embauche). Par ailleurs, le processus

d’accumulation du capital est une rigidité «naturelle» du modèle. Enfin, le lissage des taux d’intérêt nominaux

par la banque centrale contribue également à la persistance des réponses.

Ces rigidités modifient à court terme les mobilités respectives des bases fiscales et jouent donc un rôle

fondamental sur le report de la charge fiscale entre facteurs de production à court-moyen terme. Supposons

par exemple que les salaires nominaux soient totalement rigides et qu’il n’existe pas de rigidités sur les prix

(ni sur toutes les autres variables). Une hausse des cotisations sociales, que les entreprises répercuteront sur le

salaire réel versé (comme à long terme), impliquera nécessairement une hausse des prix de vente des produits

domestiques. A l’inverse si les prix sont rigides et que les salaires nominaux sont flexibles, les entreprises

répercuteront la hausse de cotisations sociales sur les salaires réels en diminuant les salaires nominaux. Il s’agit

bien sûr de cas extrêmes mais ils illustrent bien qu’à court terme, l’interaction entre les rigidités nominales et

réelles rend plus complexes les arbitrages de long terme explicités dans la section précédente.

Lorsque la charge fiscale d’un impôt repose sur les ménages, ils ont la possibilité d’en reporter une part sur

les entreprises en réclamant un loyer du capital ou des salaires plus élevés. Cependant, les ménages paient les

coûts d’ajustement sur les salaires, ce qui ralentit le report de la charge fiscale via ce canal sur l’entreprise. De

même, une hausse du coût du capital entraînerait une baisse de la demande de capital par les entreprises or

ce sont sur les ménages que portent les coûts d’ajustement sur l’investissement. Les ménages n’ont donc pas

intérêt à répercuter trop brutalement la charge fiscale sur le loyer du capital qu’ils demandent aux entreprises.

Comme le ménage, l’entreprise fait des arbitrages sur la meilleure façon de reporter une hausse de la charge

fiscale qu’elle supporte sur les consommateurs domestiques et étrangers. L’entreprise paie les coûts d’ajustement

des prix sur les marchés domestiques et étrangers (coûts qu’on a supposés similaires pour les deux marchés) ; elle

ne peut donc pas augmenter ses prix inconsidérément, d’autant plus qu’augmenter ses prix réduit sa compétiti-

vité par rapport aux entreprises étrangères. Il faut noter que les rigidités portent sur les hausses de prix comme

sur les baisses. En particulier, comme le montre la réponse des prix de production sur la figure 3, lors d’une

hausse de la TVA, les entreprises consentent des compressions de leurs marges à court terme —pour contrer la

chute de la demande— bien qu’elles font face à des coût supplémentaires d’ajustement pour diminuer leurs prix

à court terme. Par ailleurs, la demande de travail des entreprises ne réagit pas immédiatement à des hausses de

prélèvement puisque les entreprises supportent les coûts d’ajustement de l’emploi.

En conséquence, l’existence de rigidités ralentit les reports de charge fiscale en affectant la mobilité des fac-

teurs de production. Ceci contribue à lisser les réactions des différents agents qui définissent leur comportement

optimal en minimisant les coûts d’ajustement qu’ils supportent.

15

4.3 Impact macroéconomique d’une mesure de TVA sociale

Par TVA sociale, on entend une baisse de cotisations sociales financée par une hausse de TVA. Le montant

de recettes fiscales substituées est de 1% du PIB marchand (environ 12 Md€). Deux modalités de financement

peuvent être considérées. La première, dite ex ante, consiste à déterminer la hausse de taux de TVA qu’il faut

pour financer une diminution donnée du taux de cotisations sociales en s’appuyant sur les bases telles qu’elles

sont avant la mesure. Cependant, la mesure est de nature à déformer les bases et il se peut qu’un financement

ex ante débouche in fine sur un déficit ou un surplus pour les finances publiques. La deuxième modalité, dite

ex post, consiste au contraire à prendre en compte les déformations attendues des bases afin de déterminer la

hausse du taux de TVA compatible avec l’équilibre des finances publiques à long terme23 . Les simulations des

mesures financées ex post sont finalement apparues très proches de celles des mesures financées ex ante. Aussi,

seuls les résultats des variantes financées ex ante sont présentées dans le tableau 3. On peut remarquer que

l’impact d’une baisse de cotisations sociales n’est pas exactement identique à l’opposé d’une hausse de même

ampleur (cf. tableau 2) car le modèle n’est pas linéaire (les résultats sont toutefois très proches pour un choc

d’ampleur relativement limitée comme celui-ci). Les fonctions de réponses de différentes variables sont tracées

sur la figure 1. Elles sont accompagnées d’intervalles de confiance à 95% qui ont été obtenus par 1 000 tirages

aléatoires des paramètres du modèle (cf. 3.3).

[Insérer Tableau 1]

[Insérer Figure 1]

Les résultats suggèrent qu’une mesure de TVA sociale serait expansionniste à court terme mais légèrement

récessive à long terme. L’effet de court terme s’explique largement par l’efficacité d’une baisse des cotisations

sociales. En effet, du fait des fortes rigidités sur les salaires nominaux (hors cotisations sociales), la baisse de

cotisations sociales joue à plein —en termes de baisse du coût du travail— les premières années avant que les

salaires nominaux s’ajustent à la hausse. Ces mêmes rigidités ralentissent l’ajustement des salaires nominaux

suite à la hausse de TVA. Au final, la demande d’emploi croît à court terme et 76 000 emplois sont créés la

première année. Les biens exportés gagnent en compétitivité car ils bénéficient de la baisse du coût du travail à

court terme sans supporter la hausse TVA : les exportations gagnent 0,7% la première année (le taux de change

réel, P ∗ε/Pd, augmente de 0,5%). Inversement, les importations diminuent et perdent 0,4% la première année.

La balance commerciale s’améliore alors 0,2 points de PIB.

A long terme, le coût réel du capital augmente du fait des rémanences de TVA (part de la TVA pesant

sur les investissements). Afin de rester sur la frontière du prix des facteurs, ce surcroît de coût du capital doit

s’accompagner d’une baisse du coût réel du travail. les entreprises substituent du travail au capital, qui perd

0,6% par rapport au compte central. Quelques emplois (4000, soit une hausse des heures travaillées de 0,02%)

seraient créés à long terme, mais la baisse de l’investissement l’emporte et le PIB marchand perd 0,1% par

rapport au compte central à long terme.

23 Il faut noter que les variations de versement d’allocations chômage ne sont pas prises en compte ici car le chômage n’intervientpas explicitement dans ce modèle.

16

5 Conclusion

Dans cet article, nous avons présenté un modèle d’équilibre général dynamique et stochastique pour la

France en économie ouverte. Nous avons ensuite montré comment ce modèle pouvait être utilisé pour réaliser

des simulations de politique économique.

La modélisation retenue place la France au milieu d’une zone plus large. Alors que l’on considère que cette

zone est l’économie mondiale lors de l’estimation (afin de disposer de séries suffisamment longues), elle est

ensuite réduite à la seule zone euro pour les simulations. Un modèle à zones imbriquées (France dans zone

euro dans économie mondiale) aurait été envisageable mais, d’une part, la période d’estimation d’un tel modèle

aurait été limitée à quelques années et, d’autre part, la multiplication des interactions entre zones risquerait d’en

troubler l’interprétation économique. Ce type de modèle pourrait cependant faire l’objet d’un prolongement du

modèle présent.

Les mesures de politique économique étudiées dans cet article sont de nature fiscale. Les résultats des

simulations sont analysés en termes d’incidence fiscale : lorsque la charge fiscale pesant sur un des agents est

augmentée, une partie de cette charge est progressivement reportée sur les autres agents en fonction de leurs

mobilités relatives —la mobilité étant ici définie par la façon dont l’offre (de travail ou de capital) est affectée

par une variation de rémunération.

L’existence de rigidités nominales et réelles affecte les degrés de mobilité des facteurs. Puisque ces rigidités

ne jouent qu’à court-moyen terme, le degré de mobilité des facteurs dépend finalement de l’horizon considéré.

Il apparaît ainsi que les fortes rigidités sur les salaires (supportées par les ménages) lissent les variations des

ces derniers suite à un choc : l’ajustement de court terme s’effectue alors plus largement du côté des heures

travaillées. Autrement dit, le facteur travail est relativement mobile à court terme. A l’opposé, le capital est

relativement inerte à court terme mais très mobile à long terme.

Les simulations suggèrent finalement qu’une mesure de TVA sociale serait expansionniste à court terme,

avec des créations d’emplois de l’ordre de 80000 emploi au bout d’un an, une progression du PIB marchand

de 0,4% et une amélioration de la balance commerciale de 0,2 point de PIB. A long terme en revanche, les

effets positifs sur l’emploi disparaissent et le coût réel du capital augmente du fait des rémanences de TVA (les

limitations du champ d’application et du droit à déduction font peser une partie de la charge fiscale de la TVA

sur l’investissement). La baisse d’investissement qui en découle implique une diminution du PIB de 0,1% par

rapport à sa valeur de compte central.

17

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of Economic Theory vol. 123.

20

A Les conditions du premier ordre

Le lagrangien des ménages s’écrit (avec b∗dt = B∗dt /(EtNtPc,t)) :

L1 =∞∑

t=0

βtt{log (ctEt − hct−1Et−1) + ϕt log

(l − lt

)− λt(ct +

Pd,t(1 + τrem,t)

Pc,t

invt

+bdt + εtb

∗dt +

ΨW

2

(W

(i)t

W(i)t−1

− ΓW

)2ct − (1 + it−1)

bdt−1

ΓEtΓNt

ΓPC ,t

−(1 + i∗t−1

)(1− α1

eα2εtb∗dt−1 − 1

eα2εtb∗dt−1 + 1

)εtb

∗dt−1

ΓEtΓNt

ΓPC ,t

−W̃

(i)t ltEt

− divt −R̃K,tkt−1

ΓNtΓEt

)

+λtµt

((1− δ)

kt−1

ΓNtΓEt

+ invt exp

(−χ

2

(invtΓEt

ΓNt

invt−1− ΓI

)2)− kt

)}

Les conditions de premier ordre, correspondant au maximisations respectives par rapport à la consommation,

le salaire nominal, la détention (ou l’émission, suivant le signe) de titres libellés en monnaie domestique ou en

devises, l’investissement et le stock de capital sont 24 :

0 =1

ct − hΓ−1E,tct−1

−βh

ct+1ΓE,t+1 − hct− λt

(1 +

ΨW

2

(w̃tqc,tΓPd,tΓE,t

w̃t−1qc,t−1− ΓW

)2)(12)

0 =ρϕlt

w̃tΓE,t(l − lt)− λtΨW

ctΓPd,tqc,t

w̃t−1qc,t−1

(w̃tqc,tΓPd,tΓE,t

w̃t−1qc,t−1− ΓW

)+ λt

1

ΓE,t

(1− ρ) lt (13)

+βλt+1ΨW

ct+1w̃t+1ΓE,t+1qc,t+1ΓPd,t+1

w̃2tΓE,tqc,t

(w̃t+1qc,t+1ΓPd,t+1ΓE,t+1

w̃tqc,t

− ΓW

)

(1 + it)−1 =

βλt+1qc,t

λtΓE,t+1ΓN,t+1ΓPd,t+1qc,t+1(14)

(1 + i∗t )−1 =

βλt+1qc,tq∗

t+1

λtΓE,t+1ΓP∗t+1ΓN,t+1qc,t+1q∗t

(1− α1

eα2b∗t − 1

eα2b∗t + 1

)(15)

λt(1 + τrem,t)

qc,t

= λtµt exp(−χ

2Θ2t

)(1−

invtΓE,t

invt−1χΘt

)+ (16)

βλt+1µt+1ΓE,t+1χ

(invt+1

invt

)2Θt+1 exp

(−χ

2Θ2t+1

)

avec Θt =

(invtΓE,tΓN,t

invt−1− ΓI

)

0 =λt+1βt

ΓE,t+1ΓN,t+1

(R̃K,t+1 + µt+1 (1− δ)

)− λtµt (17)

Les profits des entreprises sont actualisés par l’entreprise à partir du pricing kernel Qt,t+k issu de l’équation

(14)25 . Le programme des entreprises est résolu en posant le lagrangien :

24 Il faut noter que, du point de vue des ménages, la maximisation ne prend pas en compte le terme en b∗dt intervenant dans laprime de risque. Autrement dit, lorsque les ménages décident de leur niveau d’endettement, ils ne prennent pas en compte l’effetde celui-ci sur la prime de risque.

25Par l’équation (14), Qt,t+1 = (1 + it)−1 = β

λt+1λt

qc,t/(ΓN,t+1ΓE,t+1ΓPd,t+1qc,t+1).

21

L2 =∞∑

t=0

Q0,t{P(i)d,tY

d(i)t + εtP̄

(i)t Y

f(i)t −WtL

(i)t −RK,tK

(i)t−1

−ΨP

2

(P(i)d,t

P(i)d,t−1

− ΓPd

)2P(i)d,tY

d(i)t −

ΨP∗

2

(εν−1t P̄

(i)t

εν−1t−1 P̄

(i)t−1

− Γν−1ε Γπ̄

)2εtP̄

(i)t Y

f(i)t

−ΨL

2

(L(i)t

L(i)t−1

− ΓL

)2WtL

(i)t + λ1,t

(At

(γK

σ−1σ

t−1 + (1− γ) (EtLt)σ−1σ

) σσ−1

− Yd(i)t − Y

f(i)t

)}

Le producteur détermine l’emploi, le capital, les prix domestiques et les prix qu’il applique à l’étranger. En

notant qb,t le rapport entre ενt P̄t —le prix, en devises, proposé à l’étranger par les entreprises domestiques— et le

prix Pd,t de la production, les quatre contraintes de premier ordre correspondant aux maximisations sur L(i)t ,

K(i)t−1, P

(i)d,t et P̄

(i)t aboutissent respectivement à26 :

0 = −w̃tqc,t + λ̃1,t (1− γ)At

(yt

Atlt

) 1σ

−1

2ΨLw̃tqc,t

(ltΓN,t

lt−1− ΓL

)(3ltΓN,t

lt−1− ΓL

)(18)

+βt

λt+1

λt

qc,tΓN,t+1ΨL

(lt+1ΓN,t+1

lt− ΓL

)w̃t+1

(lt+1lt

)2

0 = −R̃K,tqc,t + λ̃1,tγA

(ytΓE,tΓN,t

Atkt−1

) 1σ

(19)

0 =(1− θt + θtλ̃1,t

)yd

t −ΨP

2(ΓPd,t − ΓPd)

2 (1− θt) ydt −ΨP (ΓPd,t − ΓPd) ΓPd,ty

dt (20)

+βt

λt+1

λt

qc,t

qc,t+1ΓPd,t+1ΨP (ΓPd,t+1 − ΓPd) y

dt+1

0 = yft

(1− θ∗ + θ∗

λ̃1,tqb,t

)−ΨP∗

2

(qb,t

qb,t−1

ΓPd,t

Γε,t

− Γπ̄

)2(1− θ∗) yf

t (21)

−ΨP∗

qb,t

qb,t−1

ΓPd,t

Γε,t

(qb,t

qb,t−1

ΓPd,t

Γε,t

− Γπ̄

)yf

t

+βt

λt+1

λt

qc,t

qc,t+1

(qb,t+1

qb,t

)2ΓPd,t+1

Γε,t+1ΨP∗

(qb,t+1

qb,t

ΓPd,t+1

Γε,t+1− Γπ̄

)yf

t+1

B Calcul de l’état stationnaire

L’état stationnaire est défini par les équation (22) à (41).

26On pose λ̃1,t = λ1,t/Pd,t.

22

1

c= λ

ΓE − h

ΓE − βh(22)

ρϕ = λw̃(l − l) (ρ− 1) (23)

(1 + i)−1 =β

ΓEΓNΓPd

(24)

(1 + i∗)−1 =β

ΓEΓNΓP∗

(1− α1

eα2b∗

− 1

eα2b∗ + 1

)(25)

µ =1 + τrem

qc

(26)

R̃K =1 + τrem

qc

(ΓEΓN

β− 1 + δ

)(27)

w̃(1 + τ cse) =λ̃1qc

A (1− γ)( y

Al

) 1σ

(28)

R̃K =λ̃1qc

Aγ

(yΓEΓN

Ak

) 1σ

(29)

0 = (1− θ)β + λ̃1θ (30)

0 = (1− θ∗)β +λ̃1θ

∗

qb

(31)

y = A

(γ

(k

ΓEΓN

)σ−1σ

+ (1− γ)lσ−1σ

) σσ−1

(32)

x =

(qb

q∗(1− κ)

)−η

c∗ (33)

c =

(κcd

η−1η

+ (1− κ)mη−1η

) ηη−1

(34)

m =

(q∗(1 + τ tva)

qc (1− κ)

)−η

c (35)

cd =

((1 + τ tva)

κqc

)−η

c (36)

inv = k

(ΓNΓE − 1 + δ

ΓNΓE

)(37)

y = yd + x (38)

yd = cd + inv (39)

0 = qbx− q∗m− qcb∗

(1−

1 + i∗

ΓNΓEΓP∗

)(40)

i− i∗ = τ(ΓPd − ΓεΓP∗) (41)

Une résolution analytique complète est ici impossible. Toutefois, il est possible de réduire le nombre d’équa-

tion et de transformer le système d’équations ci-dessus en une seule équation à une inconnue. En effet, on

remarque que si qc est connu, les autres variables s’expriment aisément. Une fois que toutes les variables sont

exprimées en fonction de qc, il reste une équation qui est utilisée pour déterminer (numériquement) cette incon-

nue.

23

C Données

Le champ de l’estimation inclut les branches EA-EP de l’économie française. Les données sont trimestrielles

et la période d’estimation couvre les vingt dernières années (1986T1-2006T1). Les données sont issues des

comptes trimestriels de l’INSEE (investissement, consommation, exportations, déflateur de la consommation)

et de la base de données Perspectives Economiques de l’OCDE (taux de change effectif, population âgée de 15

à 64 ans, taux d’intérêt). Les séries des heures travaillées et, par construction, des salaires réels proviennent de

l’INSEE depuis 1990T1 et les quatre années précédentes sont obtenues par rétropolations sur des données de

l’OCDE (toutefois non restreintes aux branches EA-EP).

[Insérer Figure 5]

[Insérer Tableau 4]

D Estimation

D.1 Principe de l’estimation bayésienne

Dans le cadre bayésien, on traite les paramètres du modèle comme des variables aléatoires et les distributions

qui les caractérisent traduisent l’état de la connaissance que l’on en a. On distingue deux distributions : les priors

et les posteriors. La loi prior est la loi que l’on attribue à un paramètre avant que l’on ait observé les données.

La loi posterior est sa loi une fois pris en compte l’information contenue dans les observations. Au pire, si

les observations ne contiennent aucune information pertinente pour affiner le jugement initial correspondant au

prior, le posterior est identique au prior. Pour une présentation générale des techniques d’estimation bayésiennes,

les lecteurs pourront se référer à Kim et Nelson (1999) ou Hamilton (1994).

Notons Y le vecteur des observations, θ le vecteur des paramètres du modèle et g(θ) le prior. Soient f(Y |θ)

la fonction de vraisemblance, h(Y, θ) la distribution jointe de Y et θ .et f(Y ) la densité marginale de Y . Si l’on

note par ailleurs p(θ|Y ) la distribution posterior de θ, on peut écrire la distribution jointe de Y et θ de deux

manières différentes :

h(Y, θ) = f(Y |θ)g(θ) = p(θ|Y )f(Y )

Et par conséquent

p(θ|Y ) =f(Y |θ)g(θ)

f(Y )

Puisqu’une densité somme à un, le dénominateur du terme de droite de l’expression précédente ne joue qu’un

rôle de normalisation, ce que l’on note

p(θ|Y ) ∝ f(Y |θ)g(θ)

Les deux termes de droite sont connus (le prior g(θ) est choisi par l’économètre et f(Y |θ) découle du modèle

à estimer ), et l’on peut donc évaluer le posterior p(θ|Y ) (à la normalisation par f(Y ) près). Cependant, dès

que θ est multi-dimensionnel, il est difficile de tirer les distributions inconditionnelles de chacun des paramètres

du vecteur θ. Des algorithmes de simulation doivent alors être mis en œuvre pour obtenir ces distributions

de manière empirique. Ces algorithmes reposent sur la simulation de chaînes de Markov par tirages de Monte

24

Carlo (techniques MCMC). DYNARE27 utilise notamment l’algorithme de Metropolis-Hastings (Metropolis,

1953, Hastings, 1970).

D.2 Résultats de l’estimation

Les techniques baysésiennes ont été mises en oeuvre pour estimer les paramètres décrivant les processus

aléatoires des chocs et les rigidités nominales et réelles. Le tableau 5 présente les lois priors utilisées ainsi

que les posteriors issus de l’estimation. De manière traditionnelle, les lois a priori associées aux écarts-type

des chocs sont des lois gamma inversées. Ce même type de distribution a été retenu pour les paramètres de

rigidités nominales et réelles. Les estimations de paramètres de rigidités modélisés de façon comparable dans

la littérature sont en effet très variables28 . Enfin, les lois a priori des paramètres autoregressifs suivent des lois

bêta, contraignant donc ces paramètres à rester entre 0 et 1.

27 téléchargeable gratuitement sur http ://www.cepremap.cnrs.fr/dynare/index.php.

28Hairault et Portier (1993) retiennent ΨP = 1 ; Dib (2006) estime diverses valeurs de ΨP (entre 2 et 40) et de ΨL (entre 0 et3) ; Kim (2000) retient ΨP = 0.8 ; Ireland (1997) ΨP = 4 ; Bergin (2004) ΨP = 31 ; Laxton et Pesenti (2003) utilisent quand à euxdes rigidités plus importantes (ΨP et ΨW sont de l’ordre de plusieurs centaines), de même que Juillard et al. (2005).

25

T��. 1 — Paramètres calibrés

β δ σ η ρ γ ϕ θ κ c∗

0, 995 2, 5% 0, 6 1, 5 4 0, 83 0, 07 7, 51 0, 45 0, 76

T��. 2 — Impact macroéconomique d’une hausse de prélèvements pour un montant de 1% (ex ante) du PIBmarchand (sauf mention contraire, écart au compte central en %)

Cotisations sociales TVA taxe sur le capital

1 an 2 ans Long terme 1 an 2 ans Long terme 1 an 2 ans Long termeProduction -0,5 -0,5 -0,1 -0,1 -0,2 -0,3 -0,4 -0,6 -1,1Consommation -0,1 -0,1 -0,1 -0,0 -0,0 -0,1 0,1 0,1 -0,3Emploi* (en milliers) -100 -90 -23 -22 -27 -19 -61 -71 -19Investissement -0,9 -1,0 -0,1 -1,0 -1,3 -0,7 -5,1 -6,4 -3,8Exportations -0,5 -0,4 -0,1 0,1 0,1 -0,1 1,1 1,1 -0,4Importations 0,2 0,1 -0,0 -0,1 -0,1 -0,0 -0,5 -0,5 -0,1Balance commerciale** -0,1 -0,1 -0,0 0,0 0,0 -0,0 0,3 0,3 -0,0Salaire réel -0,9 -1,2 -1,5 -1,0 -1,1 -1,3 -0,1 -0,4 -1,5Coût réel du travail 0,5 0,2 -0,0 0,1 0,0 -0,3 0,1 -0,2 -1,6Coût réel du capital -0,7 -0,5 0,0 -0,1 0,0 0,8 -0,0 0,7 4,8Taux de change réel -0,3 -0,3 -0,1 0,1 0,1 -0,1 0,7 0,7 -0,2Prix à la consommation 0,2 0,2 0,0 0,9 0,9 1,0 -0,4 -0,4 0,1

Lecture : Une hausse de cotisations sociales pour augmenter les recettes d’un montant équivalent à 1% du PIB marchand diminue laproduction de 0,5% après une année (par rapport au compte central) et détruit alors 100 000 emplois.* : Sous l’hypothèse que la relation entre heures travaillées et nombre d’employés est fixe (Les effets emplois sont moindres dès lors que l’onsuppose qu’une part des variations des heures travaillées se traduit par des variations du nombre d’heures travaillées par employé).

** : Balance commerciale en points de PIB

T��. 3 — Effets de long terme d’une hausse d’un montant de 1% du PIB (ex ante) de la TVA pour financer unallègement de cotisations sociales (sauf indication contraire, écart au compte central en %)

Impact global Hausse de TVA Baisse de cot. soc.

1 an 2 ans Long terme 1 an 2 ans Long terme 1 an 2 ans Long termeProduction 0,4 0,3 -0,1 -0,1 -0,2 -0,3 0,5 0,4 0,1Consommation 0,1 0,1 -0,0 -0,0 -0,0 -0,1 0,1 0,1 0,1Emploi* (en milliers) 76 60 4 -22 -27 -19 97 86 23Investissement -0,2 -0,3 -0,6 -1,0 -1,3 -0,7 0,9 1,0 0,1Exportations 0,7 0,5 -0,0 0,1 0,1 -0,1 0,5 0,4 0,1Importations -0,4 -0,2 -0,0 -0,1 -0,1 -0,0 -0,2 -0,1 0,0Balance commerciale** 0,2 0,1 0,0 0,0 0,0 -0,0 0,1 0,1 -0,0Salaire réel -0,1 0,2 0,2 -1,0 -1,1 -1,3 0,9 1,3 1,5Coût réel du travail -0,4 -0,2 -0,3 0,1 0,0 -0,3 -0,5 -0,2 0,0Coût réel du capital 0,6 0,5 0,8 -0,1 0,0 0,8 0,7 0,5 0,0Taux de change réel 0,5 0,4 -0,0 0,1 0,1 -0,1 0,3 0,3 0,1Prix à la consommation 0,7 0,8 1,0 0,9 0,9 1,0 -0,2 -0,2 -0,0

Lecture : Une hausse de cotisations sociales pour augmenter les recettes d’un montant équivalent à 1% du PIB marchand diminue laproduction de 0,5% après une année (par rapport au compte central) et détruit alors 100 000 emplois.* : Sous l’hypothèse que la relation entre heures travaillées et nombre d’employés est fixe (Les effets emplois sont moindres dès lors que l’onsuppose qu’une part des variations des heures travaillées se traduit par des variations du nombre d’heures travaillées par employé).

** : Balance commerciale en points de PIB

26

T��. 4 — Données utilisées pour l’estimation 1986T1-2006T1

Variables notation série utilisée pour l’estimationa sourceinvestissement It It/It−1 INSEEconsommation Ct Ct/Ct−1 INSEEexportations Xt Xt/Xt−1 INSEEtaux d’intérêt nominal domestique (3 mois) it it OCDEindice de prix à la consommation Pc,t Pc,t/Pc,t−1 INSEEindice de prix à la production Pd,t Pd,t/Pd,t−1 INSEEpopulation âgée de 15 à 64 ans Nt Nt/Nt−1 OCDEtaux de change effectif εt εt/εt−1 OCDEheures travaillées Lt Lt/Lt−1 INSEE+OCDESalaires horaires nominaux Wt Wt/Wt−1 INSEE+OCDEa : cf. Ireland (2004)

T��. 5 — Paramètres estimés (détails des priors et des posteriors)

Loi prior moyenne écart type Moyenne posterior Inf. 90% Sup. 90%

ΨW inv. gamma 10 ∞ 1001 472 1427ΨP inv, gamma 10 ∞ 6,49 3,35 9,44ΨL inv, gamma 10 ∞ 10,7 7,67 13,9χ inv, gamma 10 ∞ 7,35 3,74 9,34h bêta 0,5 0,2 0,924 0,888 0,952ψθ bêta 0,5 0,2 0,388 0,208 0,542ψE bêta 0,5 0,2 0,8 0,738 0,849ψA bêta 0,5 0,2 0,991 0,985 0,999ψκ bêta 0,5 0,2 0,983 0,97 0,996ψc∗ bêta 0,5 0,2 0,937 0,912 0,964ψϕ bêta 0,5 0,2 0,336 0,185 0,508ψρ bêta 0,5 0,2 0,51 0,187 0,842ψβ bêta 0,5 0,2 0,2 0,029 0,333ζ beta 0,9 0,05 0,651 0,589 0,713ψcible beta 0,5 0,2 0,366 0,0833 0,613τ beta 0,5 0,2 0,922 0,853 0,989ζ∗ beta 0,9 0,05 0,954 0,928 0,978τ∗ beta 0,5 0,2 0,343 0,0514 0,619ψP∗ beta 0,3 0,05 0,303 0,24 0,374ψN beta 0,95 0,02 0,945 0,918 0,975σE inv, gamma 0,001 ∞ 0,00684 0,00523 0,00836σA inv, gamma 0,0001 ∞ 0,00946 0,00814 0,011σθ inv, gamma 0,1 ∞ 1,03 0,768 1,32σc∗ inv, gamma 0,01 ∞ 0,0145 0,012 0,0177σβ inv, gamma 0,001 ∞ 0,0587 0,0322 0,0758σϕ inv, gamma 0,001 ∞ 0,122 0,0525 0,176σκ inv, gamma 0,001 ∞ 0,00191 0,0015 0,00222σρ inv, gamma 0,01 ∞ 0,00982 0,00247 0,0131σχ inv, gamma 0,1 ∞ 0,0739 0,0237 0,144σi inv, gamma 0,002 ∞ 0,00216 0,00163 0,00275σcible inv, gamma 0,005 ∞ 0,00276 0,00124 0,00469σi∗ inv, gamma 0,002 ∞ 0,00094 0,000709 0,00119σP∗ inv, gamma 0,015 ∞ 0,0086 0,00695 0,0109σN inv, gamma 0,0001 ∞ 0,000143 0,000125 0,000162

27

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Production domestique

0 10 20 30 400

0.2

0.4Consommation domestique

0 10 20 30 40−2

−1

0

1Investissement

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5

1Exportations

0 10 20 30 40−1

−0.5

0

0.5Importations

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Balance commerciale

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5

1Coût réel du capital

0 10 20 30 40−1.5

−1

−0.5

0Coût réel du travail

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Taux d’intérêt nominal

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Prix à la production

0 10 20 30 400

0.5

1

1.5Prix à la consommation

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5

1Taux de change réel

0 10 20 30 40−1

−0.5

0

0.5Capital

0 10 20 30 400

0.5

1Haures travaillées

0 10 20 30 400

0.5

1

1.5Avoirs nets vis−à−vis étranger

F��. 1 — Impact macroéconomique d’une mesure de TVA sociale (environ 12 Md€ d’euros substitués). Ecartsen pourcents au compte central (sauf pour la balance commerciale et les flux de capitaux, exprimés en points dePIB, ainsi que pour le taux d’intérêt, exprimé en points). Les lignes pleines définissent l’intervalle dans lequelles fonctions de réponses sont comprises pour 95% des tirages des paramètres.

28

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Production domestique

0 10 20 30 40−0.4

−0.2

0Consommation domestique

0 10 20 30 40−2

0

2Investissement

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Exportations

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Importations

0 10 20 30 40−0.2

0

0.2Balance commerciale

0 10 20 30 40−1

0

1Coût réel du capital

0 10 20 30 40−2

0

2Coût réel du travail

0 10 20 30 40−0.1

0

0.1Taux d’intérêt nominal

0 10 20 30 400

0.5Prix à la production

0 10 20 30 400

0.2

0.4Prix à la consommation

0 10 20 30 40

−0.4

−0.2

0Taux de change réel

0 10 20 30 40

−0.4

−0.2

0Capital

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Haures travaillées

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Avoirs nets vis−à−vis étranger

F��. 2 — Impact macroéconomique d’une hausse de cotisations sociales (environ 12 Md€ d’euros). Ecarts enpourcents au compte central (sauf pour la balance commerciale et les flux de capitaux, exprimés en points dePIB, ainsi que pour le taux d’intérêt, exprimé en points).

29

0 10 20 30 40−0.4

−0.2

0Production domestique

0 10 20 30 40−0.2

0

0.2Consommation domestique

0 10 20 30 40−2

−1

0Investissement

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Exportations

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Importations

0 10 20 30 40−0.1

0

0.1Balance commerciale

0 10 20 30 40−1

0

1Coût réel du capital

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Coût réel du travail

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Taux d’intérêt nominal

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Prix à la production

0 10 20 30 400

1

2Prix à la consommation

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Taux de change réel

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Capital

0 10 20 30 40−0.4

−0.2

0Haures travaillées

0 10 20 30 400

0.2

0.4Avoirs nets vis−à−vis étranger

F��. 3 — Impact macroéconomique d’une hausse de TVA (environ 12 Md€ d’euros). Ecarts en pourcents aucompte central (sauf pour la balance commerciale et les flux de capitaux, exprimés en points de PIB, ainsi quepour le taux d’intérêt, exprimé en points).

30

0 10 20 30 40−2

−1

0Production domestique

0 10 20 30 40−1

0

1Consommation domestique

0 10 20 30 40−10

−5

0Investissement

0 10 20 30 40−5

0

5Exportations

0 10 20 30 40−2

0

2Importations

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Balance commerciale

0 10 20 30 40−5

0

5Coût réel du capital

0 10 20 30 40−5

0

5Coût réel du travail

0 10 20 30 40−0.5

0

0.5Taux d’intérêt nominal

0 10 20 30 40−2

0

2Prix à la production

0 10 20 30 40−1

0

1Prix à la consommation

0 10 20 30 40−2

0

2Taux de change réel

0 10 20 30 40

−4

−2

0Capital

0 10 20 30 40−1

−0.5

0Haures travaillées

0 10 20 30 400

2

4Avoirs nets vis−à−vis étranger

F��. 4 — Impact macroéconomique d’une hausse de l’imposition du capital (environ 12 Md€ d’euros). Ecartsen pourcents au compte central (sauf pour la balance commerciale et les flux de capitaux, exprimés en pointsde PIB, ainsi que pour le taux d’intérêt, exprimé en points).

31

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T10.95

1

1.05Croissance de l’investissement

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T10.95

1

1.05Croissance des exportations

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T10.95

1

1.05Croissance de la consommation

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T1

1

1.02Inflation trimestrielle des prix à la consommation

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T10

0.02

0.04Taux d’intérêt nominal à trois mois

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T10.95

1

1.05Croissance du taux de change effectif

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T10.98

1

1.02Croissance des heures travaillées

1986T1 1991T1 1996T1 2001T1 2006T1

1

1.002Croissance de la population 15−64 ans

0 10 20 30 40 50 60 70 80

1

1.02

Inflation trimestrielle des prix de VA

0 10 20 30 40 50 60 70 80

1

1.05Croissance du salaire nominal horaire

F��. 5 — Données utilisées pour l’estimation (INSEE et OCDE).

32