Controverses empiriques relatives à l’impact des dépenses publiques sur la croissance économique

Diverses études économétriques ont tenté de montrer la pertinence de la théorie relative à l’efficacité de la politique budgétaire et particulièrement celle des composantes des dépenses publiques.

Dans les modèles de croissance néo-classiques, l’évolution tendancielle de la production est impactée négativement, si la politique budgétaire affecte les motivations d’épargne ou d’investissement des agents économiques dans du nouveau capital. Ils ont des effets sur le taux de croissance seulement durant la période de transition car l’économie se déplace sur son nouveau sentier de production (l’importance de cette transition reste controversée). Il existe néanmoins, un impact permanent sur le niveau de production de long terme. Quant aux modèles de croissance endogène, ils ont foisonné à partir des années 90 à la suite des travaux de Barro (1990) et Romer D. (1990). Ils montrent que la politique budgétaire peut impacter de façon permanente ou d’une manière plus ou moins persistante la croissance de long terme. À la suite de ces auteurs diverses études ont vu le jour concernant l’importance des dépenses publiques en tant qu’input.

Alesina et Perotti (1995) examinent un échantillon de vingt pays de l’OCDE de 1960 à 1992. Ils calculent l’impulsion fiscale, c’est-à-dire la variation du solde primaire entre deux années

( ∆ primaire = (𝑔₁− 𝑡₁) − (𝑔_𝑡−1− 𝑡_𝑡−1) avec g et t représentant respectivement les dépenses publiques et les recettes publiques par rapport au PIB. Suivant l’intervalle où se situe la valeur de l’impulsion budgétaire427, l’orientation de la politique budgétaire est considérée selon le cas comme fortement ou faiblement expansionniste ou restrictive. Leur principal résultat suggère

427 Elle représente la variation du solde primaire entre deux années (∆ primaire = (𝑔₁− 𝑡₁) − (𝑔_𝑡−1− 𝑡_𝑡−1) avec g et t représentant respectivement les dépenses publiques et les recettes publiques par rapport au PIB.

173 qu’une politique budgétaire restrictive, via une baisse des dépenses de transferts et de rémunération, favorise une amélioration permanente du solde budgétaire. Néanmoins, si cette politique restrictive passe par une hausse des impôts, son impact est défavorable. La composition de la coupe budgétaire est fondamentale pour déterminer sa réussite.

Giavazzi et Pagano (1996) se penchent sur dix-neuf pays de l’OCDE de 1970 à 1992 en utilisant la méthode des moindres carrées et celle des doubles moindres carrées.

Ils sont partis de l’hypothèse qu’une consolidation budgétaire favorise la consommation privée alors qu’un desserrement budgétaire tend à diminuer celle-ci. Le modèle peut s’écrire comme suit :

∆𝐶_𝑡= 𝑎_𝑜+ 𝑎₁𝐶_𝑡−1+ 𝑎₂∆𝑦_𝑡+ 𝑎₃∆𝑦_𝑡−1+ (1 − 𝑑_𝑡). (∆𝑧_𝑡, 𝑧_𝑡−1). 𝛾 +𝑑_𝑡. (∆𝑧_𝑡, 𝑧_𝑡−1). 𝛿 + 𝜀_𝑡

Avec c, la consommation privée ; y, le revenu national ; z, représente les variables budgétaires (il s’agit des taxes, des transferts et de la consommation publique) ; d, les variables muettes (prend la valeur de 1 suite à une forte expansion ou contraction budgétaire). Ces auteurs montrent qu’une politique budgétaire expansionniste ou restrictive forte et persistante (variation de 5 %) a des effets non keynésiens alors qu’une baisse des impôts nets (accompagnée d’un niveau de consommation publique quasi constant) implique une baisse drastique de la demande domestique privée.

Devarajan, Swaroop et Heng-fu Zou (1996) s’intéressent à quarante-trois pays en développement de 1970 à 1990 à travers la méthode des moindres carrées pour vérifier l’hypothèse théorique selon laquelle l’impact économique de chaque type de dépenses pourrait dépendre de la part qui lui est allouée.

𝐺𝑅𝑃𝐶𝐺𝐷𝑃_{(𝑡+1,𝑡+5)}^𝑖 = ∑⁵_𝑖=1𝛼_𝑗𝐷_𝑗 + 𝛼₆(𝑇𝐸/𝐺𝐷𝑃)_𝑡^𝑖 + 𝛼₇𝐵𝑀𝑃_𝑡^𝑖 + 𝛼₈𝑆𝐻𝑂𝐶𝐾_𝑡^𝑖+ ∑ 𝛼_{𝑘 6}(𝐺_𝑘/ 𝑇𝐸)_𝑡^𝑖+ 𝜇_𝑡^𝑖

Avec GDP, le produit réel par tête moyenne mobile ; 𝐷_𝑗, les variables muettes spécifiant chaque continent ; 𝑇𝐸/𝐺𝐷𝑃)_𝑡^𝑖, la part des dépenses publiques totales dans le PIB pour le pays i au temps t ; 𝐵𝑀𝑃_𝑡^𝑖, la prime en devises étrangères sur le marché noir pour le pays i au temps t (cette prime est liée à la différence entre le taux de change officiel et celui exercé sur le marché informel) ; 𝑆𝐻𝑂𝐶𝐾_𝑡^𝑖, représente le poids moyen des variations du taux d’intérêt mondial et du prix exportateur et du prix importateur du pays i au temps t ; (𝐺_𝑘/𝑇𝐸)_𝑡^𝑖, représente le vecteur

174 des différents ratios de dépenses publiques du pays à l’instant t428. Leur résultat suggère qu’une augmentation de 1% du ratio des dépenses publiques courantes (nettes des dépenses d’intérêt) par rapport au PIB, augmente le PIB réel par tête de 0,05 %.

Alesina et Adragna (1998) sur l’ensemble des pays de l’OCDE de 1960-1994 via un modèle économétrique probit, évaluent l’impact du niveau et de la composition d’une politique budgétaire d’ajustement (expansionniste ou de contraction) sur l’activité économique. Les résultats montrent que les politiques d’ajustement basées sur une hausse des impôts sont non favorables à la croissance alors que celles basées sur une coupe des dépenses publiques (salaires et transferts) sont favorables à l’activité économique.

Kneller, Bleaney et Gemmell (1999) travaillent sur un Panel de vingt-deux pays de l’OCDE de 1970 à 1995. Les auteurs utilisent d’abord, la méthode des moindres carrées Pondérées (pour capter l’effet fixe), la méthode des moindres carrées généralisées (MCG) pour capter l’effet aléatoire ; ensuite la méthode à effet fixe (MEF) et la méthode à effet aléatoire pour tenir compte de la spécificité de chaque pays et du temps. Le modèle théorique suppose que l’impact de la politique budgétaire sur la croissance dépend de la structure et du niveau des impôts et des dépenses publiques. Le modèle s’écrit comme suit 𝑔_𝑖𝑡 = 𝛼 + ∑^𝑘_𝑖=1𝐵_𝑡𝑌_𝑖𝑡+ ∑^𝑚−1_𝑗 (𝛾_𝑖𝑡− 𝛾_𝑚)𝑋_𝑖𝑡

+ 𝜇_𝑖𝑡 avec 𝑋_𝑖𝑡, les variables budgétaires ; 𝑌_𝑖𝑡, les variables non budgétaires. En fin de compte, leurs résultats montrent que les impôts distorsionnaires réduisent la croissance économique et inversement les dépenses publiques productives accroissent la croissance.

Odedokun (2001) utilise un échantillon de cent trois pays composés de pays à faible revenu, de pays à haut revenu, ceux dépendants des exportations de minéraux et ceux dépendants des aides étrangères. L’étude se base sur un modèle néo-classique du type :

𝑔𝑦_𝑖𝑡 = 𝛼𝑍_𝑖𝑡 + 𝛽𝑋_𝑖𝑡+𝜇_𝑖𝑡

𝑔𝑦, désigne le taux de croissance du PIB réel par tête ; X, les variables budgétaires (dépenses publiques et revenus) ; Z, les variables conditionnelles (autres variables pouvant expliquer le taux de croissance gy) ; u, le terme aléatoire ; 𝛽, le vecteur de paramètres des variables budgétaires ; 𝛼, le vecteur de paramètres des variables conditionnelles.

Les estimations du modèle montrent que :

175 - les dépenses de consommation en biens et services nuisent à la croissance alors que les salaires sont favorables à la croissance ;

- les dépenses de services généraux et celles de la défense impactent négativement l’activité alors que les dépenses d’éducation, de transports et de communication soutiennent la croissance ;

- les impôts sur le revenu et sur le bénéfice impactent négativement la croissance. Par ailleurs, l’impact des variables budgétaires varie aussi suivant le groupe de pays :

- les taxes sur les biens et services sont défavorables à l’activité dans l’ensemble des groupes à l’exception des pays exportateurs de minerais et minéraux ;

-les taxes sur le commerce international sont favorables exclusivement aux pays dépendants des aides étrangères et aux pays à faible revenu.

Bassanini et Scarpetta (2001) explorent les données de vingt et un pays de l’OCDE sur la période 1971-1998 à travers la méthode des moindres carrées pondérées. Leurs résultats montrent que les dépenses d’investissement ont un impact positif sur la croissance et l’effet des dépenses de consommation sur l’activité est indéterminé. Par ailleurs, les ponctions (impôts) impactent négativement l’économie.

Fantás et Mihov (2001) analysent des données trimestrielles américaines de 1969:1 à 1996: 4 via un modèle du type VAR suivant :

𝑌_𝑡= ∑ 𝐵_1,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝑌_𝑡−𝑖+ ∑ 𝐵_2,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝑃_𝑡−𝑖+ ∑ 𝐶_1,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝐸_𝑡−𝑖[𝑃_𝑡] + ∑ 𝐶_2,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝐸_𝑡[𝑃_𝑡+𝑖] + 𝐴𝑦𝑉_𝑡^𝑦 𝑃_𝑡 = ∑ 𝐷_1,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝑌_𝑡−𝑖+ ∑ 𝐷_2,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝑃_𝑡−𝑖+ ∑ 𝐻_1,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝐸_𝑡−𝑖[𝑃_𝑡] + ∑ 𝐻_2,𝑖 𝑘 𝑖=0 𝐸_𝑡[𝑃_𝑡+𝑖] + 𝐴𝑝𝑉_𝑡^𝑝

𝑌_𝑡, est un vecteur représentatif des variables endogènes nécessaires pour capter l’effet d’un choc budgétaire ; P, représente le vecteur des variables budgétaires. 𝐶_1,𝑖 = 𝐻_1,𝑖, définie les prévisions passées de la politique budgétaire courante.

Ils concluent qu’une impulsion budgétaire impacte significativement et d’une manière permanente la production privée et l’emploi. Une hausse des dépenses publiques de 1% augmente la production privée de 0,3% deux années après le choc.

176 Blanchard et Perroti (2002) travaillent sur les États-Unis de 1947:1 à 1997:4 et spécifient également un modèle VAR du type :

𝑌_𝑡 = 𝐴(𝐿, 𝑞)𝑌_𝑡−1 + 𝑈_𝑡 où 𝑌_𝑡 = {𝑇_𝑡+ 𝐺_𝑡+ 𝑋_𝑡 }′, caractérise un vecteur à trois dimensions à logarithme trimestriel respectivement des variables impôts, dépenses publiques et PIB ;

𝐴(𝐿, 𝑞), les quatre trimestres distribués sur un polynôme retardé (ce qui permet à chaque coefficient d’une variable retardée de dépendre du trimestre q auquel est indexée la variable dépendante) ; 𝑈_𝑡 = {𝑡_𝑡+ 𝑔_𝑡+ 𝑥_𝑡 }′, est le vecteur représentatif de la forme réduite des résidus. Ils aboutissent à la conclusion suivante : un choc positif des dépenses publiques a un effet favorable sur l’activité économique. En revanche, un choc positif des impôts (hausse) a des effets négatifs sur la production. Par ailleurs, une hausse simultanée des dépenses publiques et des impôts affectent négativement et d’une manière significative l’investissement privé. Baxter et King (2003) étudient l’impact des dépenses de l’État américain sur la production globale sur la période 1930-1990. Ils utilisent un modèle stochastique dynamique d’équilibre Général (DSGE) basé sur des fonctions tenant compte de la préférence des consommateurs, du problème du producteur, des contraintes budgétaires et de ressources.

Les résultats montrent que :

- un accroissement permanent des achats publics (tels que la consommation et l’investissement publics) peut mener dans le court et dans le long terme à un multiplicateur de la production supérieur à 1 ;

- les effets d’une variation permanente des achats publics sont plus importants que ceux venant d’une variation temporaire ;

- les dépenses publiques d’investissement ont des effets négatifs sur la production et l’investissement privé.

Gupta, Clements, Baldacci et Mulas-Granados (2005) se sont intéressés à un échantillon de trente-neuf pays en développement sur la période allant de 1990 à 2000. Ils utilisent un modèle à effet fixe. Les résultats montrent que :

- la composition des dépenses est importante : les pays dans lesquels les dépenses de l’État sont concentrées sur les salaires, ont un faible taux de croissance ; alors que les pays qui se consacrent davantage à des dépenses en capital, en biens et services non salariales, ont des taux de croissance plus élevés ;

177 - une amélioration du solde budgétaire de 1 %, accroît le taux de croissance du PIB d’un demi-point de pourcentage ;

- dans le long terme, un accroissement de 1 % du financement domestique implique une baisse du taux de croissance du PIB par tête de trois quart de point de pourcentage.

Romero de Avila et Strauch (2008) travaillent sur un échantillon composé de quinze pays européens de 1960 à 2001 à travers un modèle à effets fixes

∆𝑦_𝑖𝑡 = ∑ 𝛽_𝑔𝑗𝑔_{𝑖𝑡−𝑗} 𝑙 𝑗=0 + ∑ 𝛽_𝜏𝑗𝜏_{𝑖𝑡−𝑗} 𝑙 𝑗=0 + 𝜗_𝑡+ 𝜀_𝑖𝑡

y, le logarithme de la production par tête ; g et 𝜏, représentent respectivement les dépenses et les recettes publiques.

Ils trouvent que :

- les dépenses publiques ont un effet négatif sur le PIB par tête (une hausse de 1 % des dépenses entraîne une baisse cumulée de la croissance de 3,1 %) ;

- les taxes directes et indirectes et l’investissement public sont positivement corrélés à la production ;

- la consommation publique, les transferts et les revenus de la sécurité sociale ont un effet négatif sur la croissance.

Afonso et Sousa (2009) grâce à des données trimestrielles se penchent sur divers pays à savoir les États-Unis, le Royaume-Uni, l’Italie et l’Allemagne sur des périodes spécifiques à chaque pays soit respectivement entre 1970-2007, 1964-2007,1980-2006 et 1986-2004.

Leur travail se base sur une approche bayésienne des modèles structurels qui s’écrit :

𝛤(𝐿)𝑋_𝑡 + 𝛾_𝑡𝑑_𝑡−1= 𝛤₀𝑋_𝑡 + 𝛤₁𝑋_𝑡−1 + ⋯ + 𝛾_𝑖𝑑_𝑡−1 = 𝑐 + 𝜀_𝑡 (1)

𝑑_𝑡 = ^1+𝑖𝑡

(1+𝜋𝑡)(1+𝜇𝑡)𝑑_𝑡−1 +^𝐺𝑡+𝑇𝑡

𝑃_𝑡𝑌_𝑡 (2)

𝑣_𝑡 = 𝛤₀⁻¹𝜀_𝑡 (3)

𝛤(𝐿), les matrices polynomiales d’ordre fini d’opérateurs de retard ; 𝑋_𝑡 = 𝑋_1𝑡 + 𝐺_𝑡 + 𝑇_𝑡 avec

𝑋_1𝑡 est le vecteur représentatif d’un choc budgétaire et 𝜀_𝑡 le choc économique.

178 Ils en concluent que :

- un choc de dépenses publiques a de faibles effets sur le produit intérieur et des effets variés sur les prix domestiques. Ce choc entraine également une chute rapide du cours des actions et une dépréciation des taux de change réel effectif.

-un choc de recettes fiscales a des effets faibles et positifs sur les prix domestiques et les actions et entraîne une appréciation des taux de change réel

- l’effet de stabilisation du ratio de la dette au PIB est minime sur le solde budgétaire primaire. Yu, Fan et Saurkar. (2009) orientent leur étude sur quarante-quatre pays en développement de 1980 à 2004 et utilisent la méthode des moindres carrées généralisées dynamique du type :

𝐺𝐷𝑃_1𝑡 =f (LABOR_1𝑡 ,𝐾𝐺_1𝑡 , 𝐾𝐺𝐸_1𝑡 , 𝑍_1𝑡 )

𝐺𝐷𝑃_1𝑡 , est le PIB du pays i à la date t ; LABOR, la population active ; K, le stock du capital brut ; KGE, est le vecteur du stock de capital passé et courant des dépenses publiques (santé, éducation, défense…) ; Z, est une variable instrumentale (concerne les facteurs non pris en compte par le modèle et tient compte des éventuelles corrélations).

Les résultats montrent des différences selon la zone géographique. Ainsi, en Afrique, les dépenses sur le capital humain contribuent à la croissance économique ; en Asie, la formation du capital, l’agriculture et l’éducation favorisent la croissance alors qu’en Amérique latine, aucune des composantes n’a un impact significatif sur la croissance économique.

Furceri et Mourougane (2010) étudient les pays de la zone euro à travers un modèle DSGE afin de capter l’effet de la politique budgétaire sur l’activité économique.

𝑌_𝑡^𝑗 = (^𝑃𝑡

𝑃_𝑡^𝑗)^𝜎(𝐶_𝑡+𝐺_𝑡^𝑑+𝐼_𝑡^𝑑+ 𝐼_𝑡)

Avec 𝑌_𝑡^𝑗, la production de la firme j ; C, la consommation des ménages ; 𝐺_𝑡^𝑑, la consommation publique ; 𝐼_𝑡𝑑, l’investissement public ; 𝜎, l’élasticité de substitution entre les différentes variétés de biens ; P, représente l’indice des prix de la production finale et 𝑃^𝑗, le prix individuel fixé par chaque firme ; les rendements des obligations publiques sont supposés endogènes. Les estimations suggèrent que :

179 - un accroissement de la consommation publique de 1 % dans la zone euro permettrait une hausse de 1,3 % de PIB dans le premier trimestre, ensuite de 0,6 % après une année et 0,2 % de croissance dans les deux années qui suivent.

- une hausse de 1 % des dépenses publiques de consommation publique pourrait impliquer une augmentation de 0,9 points de pourcentage du ratio de la dette publique par rapport au PIB durant la première année puis de 1,1 points à la seconde année.

Barro et Reldick. (2011) orientent leur étude sur les États-Unis de 1912 à 2006 via le modèle suivant :

(𝑦_𝑡− 𝑦_𝑡−1)/ 𝑦_𝑡−1=𝛽₀+ 𝛽₁(𝑔_𝑡− 𝑔_𝑡−1)/ 𝑦_𝑡−1+𝛽₂(𝑔_𝑡∗-𝑔_𝑡−1∗ )/ 𝑦_𝑡−1+ 𝛽₃(𝛤_𝑡-𝛤_𝑡−1/ 𝑦_𝑡−1+autres variables.

𝑦_𝑡, le PIB réel par tête à l’année t ; 𝑔_𝑡∗, les dépenses publiques anticipées mesurées à l’année t ;

𝛤_𝑡, le taux d’imposition marginale moyenne de l’année t ; 𝛽₁, le multiplicateur des dépenses publiques ( l’impact sur le PIB d’un accroissement unitaire des dépenses publiques).

Leurs résultats indiquent que :

- dans le cas d’une augmentation temporaire des dépenses de défense, le multiplicateur avoisine 0,4 à 0,5 et dans le cas d’une hausse permanente des dépenses de dépense, le multiplicateur est aux environs de 0,1 à 0,2 ;

- une hausse importante des dépenses publiques évince les composantes du PIB et particulièrement l’investissement privé ;

- l’accroissement du taux de taxation marginal a un effet négatif sur le PIB. L’évolution du taux d’imposition affecte le PIB via un effet de substitution plutôt qu’un effet de richesse.

Auerbach et Gorodnichenko (2012) sur des données en séries temporelles des États-Unis de 1947 :1-2008:4 traitent, par l’intermédiaire d’un modèle SVAR à changement de régime, l’effet des politiques de l’État américain.

𝑋_𝑡=(1 − 𝐹(𝑧_𝑡−1))𝜋_𝐸(𝐿)𝑋_𝑡−1+ 𝐹(𝑧_𝑡−1)𝜋_𝑅(𝐿)𝑋_𝑡−1+𝑢_𝑡 Ω_𝑡=Ω_𝐸(1 − 𝐹(𝑧_𝑡−1))+ (Ω_𝑅 𝐹(𝑧_𝑡−1))

180 Avec G, les achats gouvernementaux réels ; T, correspond aux recettes nettes des transferts tirés des impôts directs et indirects auprès des entreprises et des individus ; Y, définit le PIB réel base 2000 ; 𝐹(𝑧_𝑡), la fonction de densité de la loi normale centrée et réduite.

𝜋_𝐸 et Ω_𝐸, représentent le comportement du système dans une situation d’expansion [1 − 𝐹(𝑧_𝑡) ≈ 1]; 𝜋_𝑅 et Ω_𝑅, décrivent le système dans une situation économique en profonde récession [𝐹(𝑧_𝑡) ≈1].

Ils en concluent que :

- le multiplicateur est largement plus élevé dans une économie en récession que dans une économie en expansion ;

- une désagrégation des dépenses publiques montre qu’un choc de dépenses militaires favorise un coefficient du multiplicateur élevé ;

- un choc non anticipé tend à augmenter le multiplicateur de dépenses publiques dans une économie en récession.

Combes J-L., Minea A., Mustea L et Sow M. (2014) s’intéressent à des pays européens via des données trimestrielles sur la période allant de 1999 à 2012. À l’aide d’un modèle vectoriel autorégressif sur des données de panel, ces auteurs testent les différences de multiplicateurs budgétaires entre les pays de la zone euro et les autres pays européens. Ils évaluent également si les pays de la zone euro les plus touchés par la crise des dettes souveraines ont un multiplicateur spécifique.

Leurs résultats montrent que :

- les valeurs du multiplicateur de dépenses publiques sont plus en phase avec le modèle keynésien dans les pays européens appartenant à la zone euro ;

- les résultats macroéconomiques sont plus keynésiens dans les pays de la zone euro ayant été affectés par la crise.

Gemmell, Kneller et Sanz (2015) se concentrent sur un panel de dix-sept pays de l’OCDE de 1972 à 2008. Suivant la méthode du Pooled Mean Group (PMG) de Pesaran, Shin, Smith (1999), ils évaluent l’impact d’une variation des dépenses totales et de leurs composantes sur l’activité économique.

181 Ils trouvent qu’une réallocation des dépenses publiques vers les dépenses d’éducation et d’infrastructures impacte positivement le niveau de production de long terme. Par contre, une réallocation des dépenses publiques vers des dépenses sociales de bien être est associée à de modestes effets négatifs sur la production de long terme.

Ces études empiriques à l’aune des études théoriques présentent une diversité et des points parfois très opposés mais permettent d’avoir une idée sur la kyrielle d’approches théoriques et empiriques relatives à l’impact des dépenses de l’État et de leurs composantes sur l’activité économique. Notre troisième section rentre dans le même cadre d’analyse. Il est toutefois, intéressant d’analyser d’abord les données afin de passer à l’analyse économétrique.