Click here to load reader

Un des fondements de l'analyse keynésienne du Rigidités · des variables de politique économique telles que les ... de la Tva compensée par un impôt sur le revenu a dans le modèle

  • View
    212

  • Download
    0

Embed Size (px)

Text of Un des fondements de l'analyse keynésienne du Rigidités · des variables de politique économique...

  • Rigidits

    nominales

    et proprit

    d'quivalence

    fiscale :

    un test sur

    donnes franaises

    Franck Portier^

    (*) Mad, Universit de Paris I et Ens de Cachan

    (*) Je remercie Ph.Trainar qui m'a accueilli au Bureau des tudes fiscales de la Direction de la Prvision, F.Legendre et P. Y. Letournel pour leurs conseils lors de ce stage, l'ensemble des participants au sminaire interne du Mad et deux rapporteurs anonymes pour leurs suggestions.

    Economie et Prvision n98 1991-2

    Un des fondements de l'analyse keynsienne du cycle des affaires repose sur la prsence de rigidits nominales des prix et des salaires. En effet, ds lors que ces variables ne ragissent que partiellement ou avec retard aux chocs de demande, le produit peut prsenter une corrlation non nulle (et positive) avec des variables de politique conomique telles que les dpenses publiques ou l'offre de monnaie.

    Si ces rigidits nominales ont t postules par Keynes et plus rcemment par les thoriciens des quilibres non walrasiens, un programme de r

    echerche s'attache actuellement^ identifier les comportements rationnels individuels de fixation des prix et des salaires, comportements supposs la base de ces rigidits. L'analyse se place explicitement dans une conomie de concurrence imparfaite, puisque l'ide mme d'un comportement de prix est incompatible avec le paradigme walrasien o les agents sont par dfinition price taker. On dveloppe alors une thorie du salaire en terme de contrats implicites ou explicites, la rigidit des prix tant souvent justifie par la prsence de faibles cots d'ajustement (menu costs), de cots de recherche pour les mnages ou encore par l'existence de marchs de clientles.

    Si la prsence de rigidits nominales remet en cause, mme dans des modles anticipations rationnelles, les rsultats des Nouveaux Classiques concernant l'inefficacit des politiques conomiques conjoncturelles, et en particulier le rsultat de neutralit de la monnaie, elle implique galement un rexamen de l'incidence des politiques fiscales sur les prix, les salaires et le niveau de l'activit, et plus particulirement de la proprit d'quivalence fiscale(2).

    La proprit d'quivalence fiscale nonce que le ct du march sur lequel est prlev un impt est indiffrent. Un exemple simple illustre cette proprit et la rfutation de celle-ci si les prix et les salaires ne sont pas parfaitement flexibles.

    Supposons qu'il n'existe dans une conomie un seul bien qu'un seul impt, de type Tva, de taux t et collect par les entreprises. Les mnages subissent un cot de ( 1 + t ) p francs par unit achete, peroivent un prix de march de ( 1 + t)p francs, et les entreprises, aprs versement l'Etat de t francs par unit vendue, peroivent une recette unitaire de p francs.

    Si l'Etat dcide de modifier le mode de perception de l'impt en prlevant directement t % sur les dpenses des mnages, le cot subi par ceux-ci et par unit achete sera toujours de ( 1 + 1 )p francs, la recette unitaire des entreprises de p francs, mais le prix de march tombera p francs. Ainsi, cette modification de la structure fiscale (passage d'un impt indirect, c'est--dire collect par les entreprises, un impt direct, c'est--dire collect auprs des mnages) n'aura eu de consquences ni sur les mnages, ni sur les entreprises, ni sur les recettes

    113

  • fiscales. Si par contre l'entreprise ne rduit pas son prix de vente de ( 1 + t)p /? la suite de cette mesure fiscale, le cot pour le mnage d'une unit achete augmentera, et vaudra mme ( 1 + 1)2 p si les prix sont totalement rigides.

    Un mme raisonnement peut s'appliquer une mesure prconisant le prlvement la source, donc collect par les entreprises, de l'impt sur les revenus salariaux, la rigidit des salaires nominaux pouvant alors donner une incidence relle la mesure. C'est cette proprit d'quivalence, et par l mme la prsence de rigidits nominales, que cette tude se propose de tester.

    Dans un premier temps, la construction d'un modle macro-conomique de concurrence monopolistique nous permettra de vrifier la proprit d'quivalence fiscale, puis de simuler les effets d'un choc fiscal pour une structure particulire de rigidits nominales ; une boucle prix-salaires embots la manire de Blanchard (1986).

    Dans un second temps, nous estimerons une forme semi-rduite proche du modle thorique prsent afin de tester la proprit d'quivalence et la prsence de rigidits nominales court terme et long terme. Puis nous valuerons le comportement des prix, des salaires et du produit la suite d'un choc sur la structure de la fiscalit.

    L'tude montre ainsi que la structure fiscale (sch- matiquement Tva ou impt sur le revenu) a une influence court terme sur les prix, les salaires et le produit, qu'elle n'a cependant pas d'effet de long terme et que la proposition d'quivalence reprend alors tout son sens, que les rigidits nominales concernent au premier chef les salaires et dans une moindre mesure les prix, et ds lors qu'une baisse de la Tva compense par un impt sur le revenu a dans le modle un effet ngatif durable sur le salaire rel.

    Cet article s'inspire largement dans sa partie empirique de l'tude ralise sur les Etats-Unis et la Grande-Bretagne par Poterba, Rotemberg et Summers (1986).

    Proprit d'quivalence fiscale dans un modle macro-conomique de concurrence monopolistique et simulation thorique d'un choc fiscal en prsence de rigidits nominales

    Dans un cadre dsormais standard de concurrence monopolistique selon Kiyotaki (1985) et Blanchard et Kiyotaki (1987), nous construisons un modle qui rend compte de la proprit d'quivalence fiscale, proprit que nous formulerons de la faon

    vante : "Dans une conomie o coexistent un impt indirect de type Tva sur les dpenses des mnages collect par les entreprises et un impt direct sur les revenus des mnages collect directement, seul importe le niveau de la pression fiscale, et non la rpartition de celle-ci entre imposition directe et indirecte, ds lors que les prix et les salaires sont parfaitement flexibles".

    Proprit d'quivalence fiscale dans un modle de concurrence monopolistique

    Bien que la proprit d'quivalence fiscale puisse se dmontrer simplement partir de la contrainte budgtaire des mnages, notre dsir de modliser explicitement les comportements de fixation de prix et de salaire pour justifier la prsence de rigidits nominales rend ncessaire l'expos d'un modle macro-conomique boucl de concurrence imparfaite, tant sur le march des biens et services que sur celui du travail.

    L'conomie est compose de m firmes indices par i , produisant chacune un bien imparfaitement subs- tituable aux autres, selon une technologie n'utilisant que du travail comme input. De mme, il existe n types de mnages indics par j offrant chacun un type de travail imparfaitement substituable aux autres.

    La technologie utilise par chaque firme est reprsente par une fonction de production CES (Constant Elasticity of Substitution) rendements dcroissants :

    i (o-l) a

    o a > 1 reprsente l'lasticit de substitution entre les diffrents types de travail et a l'inverse du degr de rendements d'chelle ; ( a > 1 est une condition suffisante l'existence de l'quilibre).

    Les prfrences des consommateurs sont reprsentes par la fonction d'utilit :

    U Kl ~

    avec :

    2c: i-l

    -e i-l

    e/( e - 1 )

    1/(1-6)

    , 0 > 1, 0< y < 1, P >

    114

  • o P reprsente le niveau gnral des prix.

    L'utilit des mnages se dcompose ainsi : - une CES entre les consommations des diffrents biens C ,_/ , qui dtermine un indice de consommation C j ( 6 reprsente l'lasticit de substitution entre les diffrents biens, et 6 > 1 assure que les biens sont imparfaitement substituables) ; - une Cobb-Douglas entre la consommation de biens et la dtention d'encaisses relles

    - un terme additivement separable de dsutilit du travail Nf. La dsutilit marginale du travail est suppose croissante, d'o la condition p > 1 . Chaque mnage est impos directement et indirectement aux taux respectifs tr (impt sur les revenus) et t d (impt sur les dpenses) : le taux t d appliqu aux dpenses des mnages et prlev par les entreprises rend compte de la fiscalit indirecte tandis que le taux t r , appliqu aux revenus salariaux et financiers des mnages, rend compte de la fiscalit directe.

    Enfin, le modle est boucl par une redistribution des profits aux mnages (le mnage ; reoit le montant Vij du profit Vt de l'entreprise i) et par la prsence d'un gouvernement qui offre une quantit fixe de monnaie M, qui se finance par impt, et ralise des dpenses sur le march des biens et services en maximisant le critre(3) :

    G m 1/(1-9> ( e - 1 )/e

    Dans ce contexte, la contrainte budgtaire des mnages s'crit :

    td)PCj-(l-tr)

    La rsolution(4) du ct "demande" du modle permet de driver l'expression de la demande globale :

    (2) Y " 1-tr

    M

    o est une constante.

    Du ct de l'offre, chaque entreprise agit en concurrence monopolistique sur les march des biens et, W et P donns, dtermine le prix P ,- et la quantit offerte Yi qui maximise son profit, d'o la rgle de prix :

    p. r w (3) jr-\K2(j

    i/(i+8(o-D)

    De la mme faon, chaque mnage agit en concurrence monopolistique sur le march du travail et, W et P donns, dtermine le salaire Wj et la

    quantit de travail offerte Nj qui maximisent son utilit, d'o la rgle de salaire :

    + o ( p - 1 ) )

    o les Kn sont des constantes.

    En notant II = , l'quilibre macro-conomique symtrique est donn par la rsolution des quations (2), (3), (4) et de l'quation d'emploi N = KNYa:

    (5) y = ^4n1/(1-ap)

    (6) (l + td)P = K5MUa^a^-l)

    (7) (l-tr)W = K6MU -/(P-D

    (8) N = ^7na/(1"ap) "

    o les Kn sont des constantes dpendant des paramtres a, p, a, 6, y et m.

    Le paramtre II est un indicateur de la pression fiscale vrifiant la relation :

    1 " }

    o T reprsente les recettes fiscales. Ainsi, II T varie comme la pression fiscale PY'

    W Nous vrifions dans ce modle que Y, N et ne dpendent que de la pression fiscale II et non d'une faon distincte de tr et td , c'est--dire de la structure de cette pression fiscale. Un choc sur la structure fiscale^ qui laisse II constant n'aura d'effets ni sur les prix Ttc, ni sur les salaires nets de tout impt(6).

    En effet, si les prix et les salaires sont parfaitement flexibles, une hausse du taux d'impt direct provoquera une hausse du salaire net aprs impt, alors qu'une baisse du taux d'impt indirect s'accompagnera d'une hausse du prix hors taxe.

    A l'inverse, toute rigidit dans la fixation des prix hors taxe ou des salaires, en modifiant le niveau des prix Ttc et des salaires aprs impt, entranera une rponse non nulle du produit, de l'emploi et du salaire rel, la suite d'un choc sur la structure fiscale.

    Une simulation thorique des effets d'un choc fiscal en prsence de rigidits nominales

    Cet exercice de simulation thorique n'a pas pour objectif de dcrire prcisment la situation de l'co-

    115

  • nomie franaise, qui sera l'objet de la seconde partie, mais d'adopter en premire approximation une dynamisation reposant sur une structure d'embotement des dcision de prix et de salaires(7) qui dcrit une trajectoire possible entre les quilibres macroconomiques antrieurs et postrieurs au choc sur la structure fiscale. Les rigidits nominales sont introduites en supposant que les rvisions de prix et de salaires sont pratiques alternativement toutes les deux priodes.

    Si en reprenant(8) les quations (2), (3) et (4), on passe au logarithme, en notant x = log(^), on obtient :

    (9) p = kp + aw + (l-a)x

    (10) w = kw + bp + (l-b)x

    (11) y = ky + x - p

    avec :

    a = 1/a, b = 1 - a ( p - 1 ) et x = log ( l/( 1 + td ))

    kw, ky et kp sont des fonctions de II et M et seront par la suite considrs comme constants, ce qui implique que le choc se produira offre de monnaie M et pression fiscale II constantes. La variable x est ici assimilable une variable de structure fiscale, puisque II est pos constant. Toute hausse de x , donc toute baisse du taux d'imposition indirecte, est implicitement compense par une hausse de t r qui conserve II constant. Comme nous l'avons dj prcis, nous envisagerons un choc dx > 0 sur la structure fiscale correspondant ainsi une hausse de la fiscalit directe.

    Les rgles de fixation des variables nominales sont spcifies comme il suit, en omettant les constantes kx:

    (12) pt = 1/2 (awt.1 + (l-a)xt)

    + 1/2 (aElwt+1 | tU(l-a)Ext+l | ri \

    (13) wt-i = 1/2 (bpt.2 + (l-b)xt.l )

    + 1/2 | |

    Ainsi, chaque variable, prix ou salaire, est dtermine comme une moyenne des valeurs, connues et anticipes rationnellement, de l'autre. Les prix sont indexs sur les salaires et inversement. Nous effectuons un choc permanent et non anticip d x , qui rend compte d'une modification permanente de la structure fiscale^. Pour un choc dx en t = 0 , les trajectoires de p , w et y pour t > 0 sont donnes par :

    (15) pt+2 = hpt + (l-X)(

    (16) w,+ i= 1/2 ( b(pt+2 + wt)

    + (l-b)(xt+i+xt+2))

    (17) yt = x + dx - pt

    avec :

    0 < K < 1

    Nous simulons un choc fiscal, en prenant pour base une structure fiscale similaire celle de l'conomie franaise au troisime trimestre de 1989, telle que nous la mesurons dans la seconde partie de l'article :

    t r = 7.7% du Pib marchand ; td = 14.3% du Pib marchand ; n = 1.24.

    Un choc sur td de -1 point ( une "baisse de la Tva de 1 point") laissera la pression fiscale II constante si et seulement si dtr=l/Il.dtd soit dtr = 0.808 ("hausse de l'IR de 0.8 point"). En fixant arbitrairement a = b = 0.9 , nous calculons les trajectoires des prix Ttc (log ((1 + t d)P t)), des salaires nets de tout impt (log ((l-tr)Wt )), du salaire rel et du produit la suite d'un choc en t = 0 . Nous pouvons ainsi tracer (graphiques 1 et 2) les carts des variables prcdemment cites leur valeur de long terme.

    Graphique 1 : dviation des prix Ttc et du salaire net (simulation thorique, en cart la valeur

    de long terme, 0.01=1%)

    (En cart la valeur de LT) 0.0000 7-

    -0.0025

    -0.0050

    -0.0075

    -0.0100

    I

    I

    1 t

    > -r /

    Salaire net - - -Prix

    10 15 20 Priodes aprs le choc

    Le rsultat, purement qualitatif, de cet exercice montre que la prsence de rigidits nominales, spcifies ici de manire totalement ad hoc, engendre des effets rels, ici une baisse, puis une convergence oscillatoire du salaire rel et une raction positive du Pib court terme, et invalide par l mme la proprit d'quivalence fiscale.

    116

  • Graphique 2 : dviation du Pib rel et du salaire rel (simulation thorique, en cart la valeur

    de long terme, 0.01=1%) (En cart la valeur de LT) 0.006

    0.004

    0.002

    0.000

    -0.002

    -0.004

    A

    f

    \ 1 / \ \ / / s

    Salaire rel Pib rel

    10 15 20 Priodes aprs le choc

    Estimation d'une forme semi-rduite, test de la proprit d'quivalence fiscale et estimation des rponses un choc sur la structure fiscale

    Construction et estimation du modle

    Notre objectif est l'estimation d'une forme semi-rduite proche du modle dynamique dvelopp prcdemment.

    Les variables endognes du modle sont^10) : le logarithme des prix Ttc :

    ))) - le logarithme du salaire net de tout impt : wt = \og{{\ -tr)Wt))', - le logarithme du produit en volume : y t Les variables fiscales du modle sont : - un indicateur de pression fiscale : pfisct = logll; - une variable de fiscalit indirecte polfi t = t , qui complte la description du systme fiscal(11) et nous permettra de raliser un choc permanent sur la structure fiscale ; - l'ensemble des autres prlvements obligatoires : afisc t .

    Les variables sont construites en utilisant les Comptes nationaux, et plus particulirement le compte de revenu des administrations publiques pour les variables fiscales : - 1 d : taux d'impt indirect = (Tva + Autres impts sur les produits) / Pib marchand ; - 1 r : taux d'impt direct = (Impt sur le Revenu + Autres impts sur le revenu et le patrimoine) / Pib marchand ; - afisc t : autres prlvements obligatoires = Cotisations sociales employeurs et salaris + Impt sur les

    socits + Impt en capital + Impts divers lis la production ; - p t : dflateur du Pib marchand ; - wt : salaire horaire moyen dans le secteur marchand ; -wt = (l-fr)w,; - y t : Pib marchand.

    Il est clair que la mesure du salaire nominal aprs impt direct est ici biaise vers le bas, tr prenant en compte les revenus non salariaux des mnages. Elle reste cependant un assez bon indicateur de w t , du fait que t r prend galement en compte les revenus financiers dans le modle thorique.

    Les graphiques 3 et 4 illustrent la situation fiscale franaise sur la priode, caractrise par une prdominance de la fiscalit indirecte sur les mnages, mais aussi une variabilit court terme non ngligeable de cette structure. Nous introduisons enfin deux variables de politique conomique conjoncturelle : - le logarithme de l'offre de monnaie : ml t ', - le logarithme du niveau des dpenses publiques : gvtt.

    Graphique 3 : structure de la pression fiscale0

    40 (En % du Pib)

    30

    20

    Structure de la fiscalit

    70.1 75.1 80.1 85.1 89.1 (*) (taux d'imposition directe) / (taux d'imposition directe et indirecte)

    Graphique 4 : volution des taux d'imposition directe et indirecte^

    (en % du Pib) 20

    15

    10

    Impts indirects

    Impts directs

    70.1 75.1 80.1 85.1 89.1

    117

  • r L'estimation du modle implique que l'on travaille sur des variables stationnaires. L'identification de l'ordre d'intgration des sries est fonde sur l'uti

    lisation des tests de Dickey et Fuller (1979). Les variables p , w et y possdent toutes trois une racine unitaire. Leurs diffrences premires sont cependant stationnaires respectivement autour d'un trend dterministe et d'une constante pour les deux premires. La recherche de relations de co-intgra- tion entre ces trois variables a t mene en suivant la dmarche dcrite par Granger et Newbold (1986) : tude de la stationnante des rsidus de la relation co-intgrante par des tests de Dickey et Fuller "augments". Aucune relation de co-intgra- tion n'est vrifie sur nos donnes, ce qui nous amne diffrencier les trois endognes dans l'estimation du modle pour le ramener une forme stationnaire.

    Afin d'liminer la partie automatique de la politique conjoncturelle et de la politique fiscale pour ne prendre en compte que la composante discrtionnaire de ces variables, nous filtrons les exognes par un systme autorgressif regroupant l'ensemble des variables du modle, soit p t , w t , y t , ml t , gvtt , pfisct , polfit et afisc t . Les rsidus des quations de ml t, gvtt, pfisct, polfi polfit Qt^afisc t seront nots mit, gvtt, pfisc t, polfit et afisc t et constitueront donc les exognes de la forme semi- rduite estime. Par des tests de Dickey et Fuller, nous avons vrifi que ces variables taient toutes stationnaires.

    Le systme estim s'crit alors de la faon suivante :

    alp{L) al(L) a}(L) a2(L) al{L) a2{L) a3(L) al{L) a3(L)

    Aw t Ayt A y t-i

    alm{L)a\{L) alPs{L)alf{L)alf{L)

    a (L)aj(L)a2ps (L)al(L)a3ps

    (L) apf(L)alf(L) (L) apf{L)alf{L)

    (mit gvtt

    pfisct polfit afisct)

    e,1 s2 s3

    Le modle est estim sur la priode 1970-1-1988-3 en ajoutant- chaque quation un trend, une constante, trois indicatrices trimestrielles et une variable indicatrice pour les trimestres 1982-4 et 1983-1 correspondant au plan Mauroy de blocage des prix et la sortie du blocage.

    En testant deux deux des modles de longueurs diffrentes (tests du rapport de vraisemblance), nous slectionnons une structure de deux retards (les

    Tableau : rsultats conomtriques

    Ap-i

    A/7-2

    Aiv-i

    Aiv-2

    y-i

    y -2 A

    Apolfi

    pfisc

    pfisc -i

    pfisc -2

    A afisc

    afisc -i A afisc -2

    A ml A m 1 -i

    A ml -2 A gvt

    gvt-x

    gVt -2

    SCE SCR 0(24)

    Ap 0.23 (0.17) 0.002 (0.15) 0.32 (0.14) 0.11 (0.11) -0.001 (0.01) 0.09 (0.01) -0.63 (0.2) -0.06 (0.15)

    0.32 ' (0-2)

    -0.31 (0.2) -0.04 (0.05) -0.05 (0.05) 0.06 (0.05) 0.04 (0.06) 0.06 (0.06) 0.11 (0.06) -0.36 (0.24) -0.35 (0.25) -0.32 (0.26)

    0.50 lu"2 o.i io-2

    26.1

    A w 0.07 (0.21) 0.32 (0.33) 0.62 (0.18) -0.17 (0.14) 0.2

    (0.12) -0.02 (0.12) -0.88 (0.25) -0.8 (0.19) 1.3

    (0.25) -0.46 (0.25) 0.01 (0.06) -0.03 (0.06) 0.07 (0.06) -0.05 (0.07) 0.02 (0.07) 0.07 (0.07) 0.01 (0.3)

    - 0.013 (0.31) -0.15 (0.33)

    0.62 10"2 0.17 la2

    39.1

    y -0.20 (0.24) -0.12 (0.21) 0.29 (0.20) -0.42 (0.16) 0.04 (0.14) -0.04 (0.13) -0.18 (0.28) -0.3 (0.21) 0.22 (0.28) -0.33 (0.28) 0.14 (0.07) 0.01 (0.07) -0.02 (0.07) -0.02 (0.08) 0.09 (0.08) -0.08 (0.08) -0.39 (0.33) 0.22 (0.35) 0.39 (0.36)

    0.69 IO2 0.21 IO2

    23.8 Chaque quation comprend galement une constante, un trend, trois indicatrices trimestrielles et deux indicatrices pour 1982-4 et 1983-1). L'cart-type correspondant chaque coefficient figure entre parenthses ; SCE : somme des carrs expliqus ; SCR : somme des carrs des rsidus ; Q : statistique de Box-Pierce.

    polynmes a [ { L ) sont du second degr sans constantes pour les endognes et avec constante pour les exognes).

    118

  • Les rsultats de l'estimation, donns dans le tableau, sont les suivants : - le salaire nominal est largement exogne et autorgressif ; - les prix sont principalement expliqus par les salaires ; - le produit dpend principalement et ngativement des salaires.

    Une premire interprtation de ces rsultats montre ds prsent que : - le salaire nominal est assez rigide et largement dpendant de facteurs institutionnels ; - le salaire est considr par les entreprises comme un cot qu'elles rpercutent dans leurs prix. C'est partir de ce modle que nous testons la proprit d'quivalence entre fiscalit directe et indirecte des mnages.

    Test de la proprit d'quivalence fiscale

    La construction des sries pfisc et polfi nous permet d'adopter un test simple de la proprit d'quivalence. A pfisc donn, polfi renseigne sur la structure (directe/indirecte) de la fiscalit franaise. Si alpf (L) = 0 pour i = 1,2,3, la structure fiscale est bien neutre, et la position "classique" est valide. Par contre, un rejet de cette hypothse rvlera la prsence de rigidits nominales qui invalident la proprit d'quivalence.

    Nous testons alors(12)i/o : alpf(L) = 0 pour i = 1,2,3 contre H\ : alpf (L) * 0 pour au moins uni = 1, 2, 3 . La statistique du test suit un X 2 ( 9 ) sous H o et vaut 18.54 . Nous rejetons donc sans ambigut ( 3 . 10 " 2 ) la neutralit court terme de la structure fiscale.

    Pour tester la neutralit de longAterme, nous estimons le modle avec la variable polfi retarde de 0 2, puis un modle alternatif restreint o seule intervient la variable A polfi . La statistique du test suit un X 2 ( 6 )(13) et prend une valeur de 0.64, ce qui nous

    amne accepter sans quivoque l'quivalence fiscale long terme, avec un risque de premire espce de 99% . Ce rsultat nous assure d'autre part un bon comportement de long terme du modle.

    Nous pouvons donc affirmer ce stade que la structure fiscale a bien une influence de court terme sur les variables nominales en niveau p et w , et sur le produit y , qui rvle la prsence de rigidits nominales dans la formation des prix et des salaires. Le comportement dynamique du modle la suite d'un choc permanent sur la structure fiscale va nous permettre de localiser plus prcisment les sources de non neutralit.

    Estimation des rponses un choc sur la structure fiscale L'criture du modle estim permet un calcul simple de l'effet d'un choc permanent sur la structure fiscale. En maintenant les variables exognes leur niveau du troisime trimestre de 1989 et en diminuant td de - 1 point, nous pouvons calculer les dviations des variables endognes par rapport au sentier sans choc. Rappelons que la baisse de t d de 1 point au troisime trimestre de 1989 s'accompagne d'une hausse de tr de 0.8 point, la pression . fiscale restant constante. Les profils de dviation des variables en niveau ainsi obtenus sont prsents dans les graphiques 5 6.

    Graphique 5 : dviation des prix Ttc et des salaires nets, en %

    Si nous rvlons par ce test la prsence de rigidits nominales, il serait alors satisfaisant de voir celles- ci s'estomper avec le temps, et de retrouver ainsi la proprit d'quivalence long terme que prsentait le modle thorique. Si la structure fiscale n'a pas d'effet long terme sur les niveaux des endognes: - l'effet de long terme de polfi est nul sur le taux de croissance des endognes, ce qui implique que la somme des coefficients des polynmes aj,/ est nulle dans chacune des trois quations : sialpf(L) = al + b\ L + clL2 alors a1 + bl + cl = 0. Nous avons alors

    - l'effet cumul de polfi est nul sur le taux de croissance des endognes, ( c'est--dire n'a pas d'effets de long terme sur le niveau des endognes), ce qui impose la contrainte a ' = - b ' . Nous avons alors aPf(L) = al{\ - L).

    Imposer la neutralit de longAterme correspond ainsi remplacer les variables polfi t-t, p^ur i = 0, 1, 2 par la variable Apolfi = ( 1 - L) polfi t

    en % 0.00

    -0.05

    -0.10

    -0.15

    -0.20

    -0.25

    1

    f

    i 1 y

    ,- y 's s-* ia

    - Salaires - -Prix Ttc nets

    10 15 20 Trimestres aprs le choc

    Si les salaires et les prix hors taxes taient totalement rigides, le choc sur la structure fiscale entranerait une baisse du prix Ttc et du salaire net de tout impt de 1% . La simulation montre clairement (cf. graphique 5) une grande rigidit des salaires aprs impt, ceux-ci baissant instantanment de 0.22% au moment du choc.

    119

  • La convergence vers la trajectoire de rfrence, sans choc, se fait par la suite lentement et de faon monotone, les salaires demeurant systmatiquement sous leur trajectoire de long terme La dviation est toujours suprieure 0.1% pendant les neuf premiers trimestres aprs le choc.

    Les prix Ttc (cf. graphique 5) enregistrent une baisse plus faible au moment du choc, de l'ordre de 0.1%, et se rapproche plus vite de leur trajectoire de long terme que les salaires. A partir de la seconde priode aprs le choc, l'cart reste infrieur 1% . La rigidit des prix nominaux apparat ainsi plus faible que celle des salaires : les prix Ttc. sont toujours plus prs de leur trajectoire de rfrence que les salaires.

    La trajectoire du salaire rel (cf. graphique 6) est naturellement la rsultante des volutions nominales de prix et de salaires. La baisse instantane est de prs de 0.1% et tout l'ajustement se fait sous le niveau sans choc, ce qui confirme la lenteur de l'ajustement des salaires nominaux par rapport aux prix.

    Graphique 6 : dviation du Pib rel et du salaire rel, en %

    en % 0.04 0.02 0.00 -0.02 -0.04 -0.06 -0.08 -0.10

    Conclusion

    .-

    /

    f /

    / /

    /

    /

    s --*

    Salaire rel - - Pib rel

    10 15 20 Trimestres aprs le choc

    Enfin, le produit rel (cf. graphique 6) ne ragit que trs faiblement (jamais plus de 0.03% d'cart) mais assez lentement au choc fiscal. La faible magnitude des dviations du Pib rel serait fort dcevante s'il s'agissait de tester l'efficacit de la politique fiscale comme politique conjoncturelle. Tel n'est cependant pas notre objet, puisque nous souhaitons simplement souligner la prsence d'effets "secondaires" lors d'une modification de la structure fiscale, induits par la prsence de rigidits nominales.

    Le Pib rel dpendant ngativement du salaire rel, il est ds la troisime priode au-dessus de son niveau de rfrence.

    La partie thorique de cet article nous a permis de montrer que le modle thorique de concurrence monopolistique rendait bien compte de la proprit d'quivalence fiscale et que l'introduction de rigidits nominales ad hoc (contrats embots) mettait en dfaut la proposition d'quivalence fiscale court terme.

    La partie empirique confirme la prsence de rigidits nominales en montrant qu'il n'y a pas de neutralit court terme de la structure fiscale, que ces rigidits doivent tre considres comme des lenteurs d'ajustement qui se rsorbent long terme pour rendre alors sa neutralit la structure fiscale, et qu'enfin les rponses de l'conomie un choc permanent sur la structure fiscale (baisse d'un point de la Tva compense par une hausse de PIR) rendent compte d'un ajustement lent des salaires relativement aux prix, entranant une perte sensible de salaire rel.

    Ces rsultats empiriques sont relativiser au regard de trois points qui constituent les limites de ce travail. Premier point, le calcul du montant d'impts directs verss par les mnages se fait en appliquant un taux global d'imposition directe aux seuls revenus salariaux. Ce problme ne peut tre rsolu qu'en obtenant sur longue priode une ventilation des recettes de l'IR pour tous les types de revenus(14).

    Second point, un modle thorique intertemporel o l'assiette des impts directs et indirects n'est pas la mme (c'tait pour nous le Pib dans les deux cas) rend compte d'effets rels d'un choc sur la structure fiscale, mme en l'absence de rigidits nominales, par exemple en transitant par un arbitrage travail- loisir ou par des effets de rpartition lis la moindre progressivit des impts indirects. Nous n'avons pas de mesure prcise de ces effets. Poterba, Rotemberg et Summers (1986) les estiment de trs faible ampleur.

    Enfin, nous supposons que la structure fiscale est une variable exogne au modle, mais il est possible que les lasticits par rapport au Pib des recettes fiscales directes et indirectes soient diffrentes, ce qui rendrait endogne la structure fiscale calcule partir des recettes.

    Pour conclure, remarquons que les rsultats empiriques sont proches de ceux qu'obtiennent Poterba, Rotemberg et Summers (1986) pour les Etats-Unis et la Grande-Bretagne, et qu'ils confirment l'importance de la prise en compte des rigidits nominales dans l'valuation des politiques conomiques conjoncturelles.

    120

  • Notes Bibliographie

    (1) Voir ce sujet le chapitre VIII de Blanchard et Fischer (1989). (2) Voir par exemple Alexiou et Bnard (1990). (3) Nous supposons par souci de simplification que le Gouvernement a les mmes prfrences que les mnages. (4) La rsolution explicite du modle, de sa version dynamique et des simulations est prsente en dtail dans la version "Document de Travail" (Portier, 1990) de cette tude. Cette version est disponible sur demande auprs de l'auteur. (5) Dans toute la suite, nous nous intresserons une hausse de la fiscalit directe compense par une baisse de la fiscalit indirecte (en raccourci une baisse de la Tva compense par une hausse de l'impt sur le revenu (ir)). (6) Ce sont ces variables qui interviendront dans l'tude empirique. (7) Cette structure est celle de Blanchard (1986). (8) La dynamique du niveau d'emploi n'est pas explicitement prise en compte, car elle rsulte directement de celle du produit. (9) La rsolution du modle reprend Blanchard (1986). (10) Nous donnons le nom de la variable dans le systme estim ainsi que son pendant dans le modle thorique de la premire partie. (11) La donne de II et x suffit en effet pour dterminer t d tttr. (12) Test du rapport de vraisemblance. (13) On impose en effet deux contraintes linaires sur les coefficients par quation. (14) Voir ce titre le travail de la Direction de la Prvision (1989) pour l'anne 1984.

    Alexiou D., Bnard J. (1990). "Revue thorique sur l'incidence fiscale", Document de travail, Cprmap. Blanchard O.J. (1986). "The Wage-Price Spiral", The Quarterly Journal of Economies, vol.101, aot. Blanchard O.J., Fischer S. (1989). Lectures on Macroeconomics, The MIT Press, Cambridge Mass. Blanchard O.J., Kiyotaki N. (1987). "Monopolistic Competition and the Effect of Aggregate Demand", The American Economic Review, vol.77, septembre. Dickey D., Fuller W. (1981). "Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root", The Journal of the American Statistical Society, n366, pp.427-431. Cornet J. (1989). "Impt sur le revenu : taux moyen et taux marginaux d'imposition des diffrents types de revenus", note 166, Bureau des tudes fiscales de la Direction de la Prvision, novembre. Granger C.W J., Newbold P. (1986). Forecasting Economie Time Series, Academic Press, Inc., deuxime dition. Kiyotaki N. (1985). Macroeconomics of Monopolistic Competition, thse de Ph.D., Harvard University, Cambridge, Mass. Portier F. (1990). "Rigidits nominales et proprit d'quivalence fiscale : un test sur donnes franaises. 1970-1989", Macroconomie et Analyse des Dsquilibres, Universit de Paris I, Document de Travail n206, dcembre. Poterba J.M., Rotemberg J., Summers L.H. (1986). "A Tax-Based Test for Nominal Rigidities", The American Economie Review, vol.76, pp.659-675, septembre.

    121

    InformationsAutres contributions de Franck Portier

    Pagination113114115116117118119120121

    PlanProprit d'quivalence fiscale dans un modle macro-conomique de concurrence monopolistique et simulation thorique d'un choc fiscal en prsence de rigidits nominalesProprit d'quivalence fiscale dans un modle de concurrence monopolistiqueUne simulation thorique des effets d'un choc fiscal en prsence de rigidits nominales

    Estimation d'une forme semi-rduite, test de la proprit d'quivalence fiscale et estimation des rponses un choc sur la structure fiscaleConstruction et estimation du modleTest de la proprit d'quivalence fiscaleEstimation des rponses un choc sur la structure fiscale

    ConclusionBibliographie

    IllustrationsGraphique 1 : dviation des prix Ttc et du salaire netGraphique 2 : dviation du Pib rel et du salaire relGraphique 3 : structure de la pression fiscaleGraphique 4 : volution des taux d'imposition directe et indirecteTableau : rsultats conomtriquesGraphique 5 : dviation des prix Ttc et des salaires nets, en %Graphique 6 : dviation du Pib rel et du salaire rel, en %