Consommation, épargne et investissement
Dans les pays en développement, la dépense de consommation représente une part très grande de la dépense privée ; aussi, comprendre ses déterminants est important pour l’analyse économique à court et à long terme. Le rôle que joue la fraction du revenu non dépensée — l’épargne — est aussi essentiel : il continue definancer une grande part de l’investissement domestique dans la plupart des pays en développement. Comme le montre le chapitre 10, les taux d’épargne sont aussi fortement correlés aux taux de croissance économique dans le temps et dans les pays. Dans une perspective de politique économique, comprendre les structures et déterminants de la consommation, de l’épargne et de l’investissement peut être un pas crucial dans la conception des mesures destinées à accroître les niveaux de vie.
La figure 1.1 montre certains faits de base des taux d’épargne et d’in-
vestissement dans le monde. Les données suggèrent que dans les pays en dé- veloppement, les taux d’épargne domestique brutes sont généralement plus élevés que ceux qu’on observe dans les pays industrialisés (à l’exception du Japon). Dans les régions en développement, les taux d’épargne sont plus élevés en Asie, atteignant presque 30% du produit intérieur brut (PIB) sur la période 1992-1997. Un profil semblable s’observe pour l’investissement inté- rieur brut : alors que les taux d’investissement sont demeurés plus ou moins stables en Amérique Latine et aux Caraïbes, en Afrique et au Moyen-Orient, ils ont crû substantiellement en Asie1. La différence entre l’épargne intérieure
1La figure montre aussi qu’en Afrique, depuis le milieu des années 1970, les taux d’é-
10
et l’investissement intérieur — l’épargne extérieure — a été particulièrement grande en Afrique.
La première partie de ce chapitre se concentre sur les déterminants de la consommation et l’épargne dans les pays en développement. Elle commence par une revue de l’hypothèse du revenu permanent ainsi que le modèle du cycle de vie et certains de ses prologements. Elle considère ensuite les diffé- rents facteurs que les études empiriques ont identifié comme jouant un rôle important dans les économies en développement : le niveau du revenu et la variabilité du revenu, les relations inter-générations, les contraintes de li- quidités (qui proviennent des imperfections du marché du crédit), l’inflation et l’instabilité macro-économique, le comportement d’épargne du gouverne- ment, la charge de la dette extérieure, les systèmes de sécurité sociale et de pensions, les variations des termes de l’échange, et l’effet du développement financier. Le résultat empirique de ces différents effets est ensuite analysé.
La deuxième partie se concentre sur les déterminants de l’investissement privé. Deux effets standards sont d’abord passés en revue : l’effet de l’accélé- rateurflexible et le coût du capital. L’accent récent mis sur le rôle de l’incer- titude et de l’irréversibilité est ensuite pris en compte. Comme dans le cas de la consommation et de l’épargne, plusieurs facteurs supplémentaires identifiés dans les études empiriques comme jouant un rôle important sont analysés : rationnement du crédit et contrainte de changes, le taux de change réel, l’in- vestissement public, l’instabilité macro-économique, et le montant total de la dette. Plusieurs études empiriques récentes sont ensuite passées en revue.
1 Consommation et épargne
L’approche la plus simple du comportement de consommation et d’épargne est l’approche dite Keynésienne, qui fait l’hypothèse que la consomma- tion courante, c, est une fonction du revenu disponible, y−T, où y est le revenu courant et T , le niveau des taxes :
c= (1−θ)(y−T), (1)
avec 0<θ <1la propension marginale à épargner.
pargne et d’investissement ont chuté de façon brutale. Comme on l’analyse dans les cha- pitres suivants, ces phénomènes ont des implications importantes sur les taux de croissance économique observés.
L’approche simple (et quelque peu mécanique) décrite par l’équation (1) a certains mérites. D’abord, elle peut servir de première approximation dans les modèles macro-économiques empiriques. Ensuite, comme indiqué plus loin, elle peut refléter le comportement des consommateurs confrontés auxcont- raintes de liquidités. Cependant, plusieurs résultats empiriques sur les structures de la consommation et de l’épargne dans les pays en développe- ment ont souligné le rôle desfacteurs intertemporels, c’est-à-dire le rôle que jouent les choix des ménages entre le présent et le futur.
1.1 L’Hypothèse du revenu permanent
L’hypothèse du revenu permanent (HRP), comme le modèle du cycle de vie analysé à la section 1.2, relie la consommation courante à une mesure du revenu permanent ou revenu disponible au cours de la vie. Cette hypothèse a été proposée pour la première fois par Friedman (1957). Pour illustrer ses implications, considérons un cadre simple dans lequel les ménages sont identiques et ne vivent que pendant deux périodes, 1 et 2. Par simplicité, les ménages sont dotés d’anticipations parfaites; par conséquent, à la période 1, ils connaissent de façon certaine les valeurs du revenu, des prix, etc. de la période 2. Mesurée en termes nominaux, la contrainte budgétaire du ménage représentatif pour la période 1 est donnée par
p1c1+p1A1 =p1(y1−T1) + (1 +i0)p0A0, (2) oùc1 représente la consommation,A0 le stock initial (fin de la période précé- dente) d’actifsfinanciers,A1 les actifs à la fin de la période 1,y1 revenu des facteurs (ou dotation), T1 les taxes, i0 le taux nominal des rendements des actifs détenus à la période initiale et p0 (p1) l’indice des prix à la période initiale (période 1).
L’équation (2) peut être réécrite de la façon suivante : p1A1−p0A0 =i0p0A0+p1(y1−T1)−p1c1.
Ce qui indique essentiellement que la variation des actifs, p1A1−p0A0, est égale à la somme du revenu tiré des interêts et du revenu hors intérêts, i0p0A0+p1(y1−T1), moins les dépenses de consommation,p1c1.
De façon similaire, la contrainte budgétaire pour la période 2 est donnée par :
p2c2+p2A2 =p2(y2−T2) + (1 +i1)p1A1, (3) avec y2 en général différent de y1.
Le ménage ne vit que pendant deux périodes et ne laisse aucune richesse nette à ses héritiers (c’est-à-dire aucun legs). Par conséquent, A2 = 02. Supposons aussi qu’il n’y ait pas d’illusion monétaire; les contraintes budgétaires d’une période à l’autre des équations (2) et (3) peuvent être écrites en termes réels en divisant, respectivement par,p1etp2. La contrainte budgétaire de la première période devient
c1+A1 =y1−T1+ (1 +r0)A0, (4) où r0 est le taux d’intérêt réel, défini par
1 +r0 = (p0
p1
)(1 +i0).
De façon similaire, la contrainte budgétaire à la période 2, étant donné A2 = 0, devient
c2 =y2−T2+ (1 +r1)A1, (5) où maintenant3
1 +r1 = (p1
p2
)(1 +i1). (6)
En éliminantA1 de l’équation (4) en utilisant (5) on obtient lacontrainte budgétaire au cours de la vie du consommateur :
c1+ c2
1 +r1
= (1 +r0)A0+ (y1−T1) +y2 −T2
1 +r1
. (7)
Dans sa forme la plus simple, le HRP postule que l’objectif du ménage est de maintenir un sentier de consommation parfaitement stable (dans le cas présent c1 = c2) en répartissant les ressources acquises au cours de sa vie de façon égale entre chaque période de sa vie. La part consommée par
2Pour que la conditionA2= 0 soit optimale du point de vue du ménage, on doit faire l’hypothèse que l’utilité marginale de la consommation (comme définie à la section 1.2.1) à la deuxième période est positive.
3En prenant les logarithmes népériens de l’équation (6), il en résulte que : ln(1 +r1) = ln(1 +i1)−ln(p2/p1). En utilisant l’approximationln(1 +x)'x, pourxpetit, on obtient r1 'i1−∆lnp2; c’est-à-dire que le taux d’intérêt réel est approximativement égal au taux nominal de rendement moins le taux d’inflation de la période suivante.
le ménage dans chaque période est égale à son revenu permanent, yP, qui peut être défini comme une valeur annuité (au sens d’un paiement régulier et périodique) de la somme des actifs détenus par le ménage et la valeur présente actualisée du revenu futur (attendu). Formellement, yP est obtenu comme le niveau de revenu qui donne au ménage la même valeur présente de ses ressources acquises au cours de la vie que celle qu’implique la contrainte budgétaire intertemporelle courante, c’est-à-dire, en utilisant (7) :
yP + yP
1 +r1
= (1 +r0)A0+ (y1−T1) +y2−T2
1 +r1
. (8)
Dans le cas particulier où r0 =r1 =r, le revenu permanent est yP = (1 +r
2 +r)
½
(1 +r)A0+ (y1−T1) +y2−T2
1 +r
¾
.
Si en outre, le stock initial des actifs est nul (A0 = 0) et si le taux d’intérêt est nul (r = 0), le revenu permanent devient unemoyenne exacte des revenus disponibles présent et futur :
yP = [(y1−T1) + (y2−T2)]/2.
La différence entre le revenu courant et le revenu permanent est générale- ment définie comme le revenu transitoire. Comme c1 =yP, l’épargne (qui dans ce cadre simplifié n’intervient qu’à la période 1) n’est rien d’autre que la composante transitoire du revenu disponible courant :
s1 = (y1−T1)−yP. (9) Comme on l’analys ci-dessous, dans les pays en développement, la pré- diction selon laquelle le revenu transitoire est entièrement épargné — ou plus généralement, que l’épargne et les emprunts sont utilisés uniquement auxfins de consommation — objectifs de lissage— a été à la base de nombreux tests empiriques de l’hypothèse HRP.
1.2 Le Modèle du cycle de vie
L’approche en termes de cycle de vie du comportement de la consommation et de l’épargne, proposée pour la première fois par Modigliani et Brumberg (1954) et Ando et Modigliani (1963) postule que les individus lissent leur
consommation dans le temps en prenant en compte les variations anticipées de leurs ressources, induites par le niveau d’instruction et l’âge, aussi bien que les variations des taux de rendements (attendus) de leur épargne. La figure 1.2 illustre le fait stylisé du revenu, de la consommation et de l’épargne que prédit le modèle standard du cycle de vie pour un individu représentatif, sous les hypothèses des marchés de crédits parfaits. Au cours de la première partie de sa vie, un individu type gagne relativement peu et consomme une part relativement grande de biens ; en conséquence, sa consommation est supérieure à ses revenus et donc il emprunte. Comme le revenu augmente avec le niveau d’instruction et l’âge, l’individu atteint un point où il n’a plus besoin d’emprunter (point A) ; au delà de ce point, l’épargne devient posi- tive. Cependant, au delà d’un certain âge, le revenu commence à baisser ; la consommation augmentant à un taux plus faible, l’épargne continue à aug- menter pendant un moment mais commence éventuellement aussi à baisser.
Une fois l’âge de la retraite atteint, le revenu baisse (de la distance BB0) à un niveau en dessous de la consommation. Si la réduction du revenun’est pas anticipée, la consommation baisse brutalement au moment de la retraite, de C à C0. Si au contraire, la baisse des ressources est parfaitement anticipée, la consommation commence à décliner de façon régulière avant que l’âge de la retraite ne soit atteint, sans aucune variation discrête à ce point. Dans tous les cas, l’individu doit désépargner afin de maintenir sa consommation proche de ses besoins jusqu’à son décès.
Le Cadre de base
Analytiquement, les implications de l’approche en termes du cycle de vie peuvent être illustrées dans le même cadre que celui à deux périodes présenté plus haut4. Supposons, comme précédemment, que le ménage représentatif ne laisse pas de legs ; en conséquence, A2 = 0. La contrainte budgétaire du cycle de vie du ménage, l’équation (7), peut être réécrite comme suit :
c1+ c2
1 +r1
=W1, (10)
où W1 peut être défini comme la richesse au cours du cycle de vie.
Notons queW1 dépend directement der1; en particulier, une augmentation der1(poury2−T2 donné), réduit la valeur présente du revenu futur et réduit donc W1. Par conséquent,dW1/dr1 <0.
4La présentation suivante est tirée en partie de Muellbauer (1994).
Supposons maintenant que les préférences du ménage sont intertempo- rellement additives, c’est-à-dire que son utilité au cours de la vie, U, est la somme de l’utilité de la consommation résultant de la période 1, u(c1), plus l’utilité de la consommation à la période 2, u(c2), actualisée au taux subjectif de préférence temporelle, ρ>0. Formellement,
U =u(c1) + u(c2)
1 +ρ, (11)
où la fonction d’utilité dérivéeu(·)est supposée croître aveccmais à un taux décroissant, c’est-à-dire, u0 > 0 et u00 < 0. La valeur de ρ mesure le degré d’impatience; plus elle est élevée, plus faible est l’utilité qui résulte de la consommation future.
La maximisation de (11) par rapport à c1 etc2 sous la contrainte budgé- taire du cycle de vie (10) peut être effectuée en formant l’expression La- grangienne
L=u(c1) +u(c2) 1 +ρ −λ
½
c1+ c2
1 +r1 −W1
¾
,
oùλest lemultiplicateur de Lagrange (voir, par exemple, Chiang, 1984, pp. 372-375). Les conditions d’optimum de premier rang sont données par
u0(c1) =λ,
u0(c2)/(1 +ρ) =λ/(1 +r1).
En combinant ces deux équations, il en résulte que u0(c1) = 1 +r1
1 +ρu0(c2), (12)
expression connue sous le nom d’équation de Euler. Cette équation indique essentiellement que l’utilité marginale de la consommation à la période cou- rante doit être égale à l’utilité marginale de la consommation à la période suivante, pondérée par le ratio du taux d’intérêt du marché et du taux de préférence intertemporel subjectif5.
5La dérivée traiter1 ety2−T2 comme des termes déterministes. Sous des hypothèses plus générales, l’équation d’Euler continue d’avoir la forme indiquée à l’équation (12), mais avec le termeu0(c2)à la partie droite de l’équation apparaissant sous forme de valeur attendue.
Dans le cas particulier où le taux de préférence intertemporelle est égale au taux de rendement réel (ρ = r1), l’équation (12) devient u0(c1) = u0(c2), ce qui implique que
c1 =c2. (13)
Le ménage maintient donc un sentier de consommation complètement lisse sur les périodes, comme dans la forme simple de l’hypothèse HRP ana- lysée précédemment.
Par exemple, avec des préférences logarithmiques, l’utilité au cours de la vie est donnée
par :
U = lnc1+ lnc2
1 +ρ, et l’équation d’Euler est
1/c1 = (1 +r1
1 +ρ)(1/c2), ce qui entraîne encore que c1 =c2 si ρ=r1.
En substituant l’équation (13) dans la contrainte budgétaire du cycle de vie (Equation (10)), il en résulte que
c1 = W1
κ1
, κ1 ≡1 + 1 1 +r1
, (14)
où κ1 est l’inverse de la propension marginale à consommer la richesse6. Une autre spécification est le cas des préférences caractérisées par une élasticité de substitution constante (CES), dans laquelle l’utilité au cours du cycle de vie est donnée par :
U =
(
c−1α+ c−2α 1 +ρ
)−1/α
, (15)
oùα >−1 l’élasticité de substitution entre la consommation de la période 1
6Comme le montre l’équation (14), κ1 dépend uniquement du taux d’intérêt réel ; en présence de legs, la propension marginale à consommer la richesse (par exemple pour les ménages retraités) serait généralement plus petite.
et la période 2, σ, est donnée par7 σ= 1
1 +α. L’expression Lagrangienne devient maintenant
L=
(
c−1α+ c−2α 1 +ρ
)−1/α
−λ
½
c1+ c2
1 +r1 −W1
¾
.
Les conditions d’optimum de premier ordre sont maintenant données par (c1/U)−(1+α) =λ,
(c2/U)−(1+α) =λ(1 +ρ)/(1 +r1),
expression qui peut être réagencée et donner l’équation d’Euler suivante : c−11/σ = (1 +r1)
1 +ρ c−21/σ. (16)
En utilisant les logarithmes des deux côtés de l’équation, il en résulte que ln(c2
c1
) = ln
"
1 +(c2−c1) c1
#
=σln(1 +r1
1 +ρ),
C’est-à-dire qu’en utilisant l’approximationln(1 +x)'x,on obtient : (c2 −c1)
c1 'σ(r1−ρ). (17)
L’équation (17) montre que l’élasticité de substitution mesure la sensi- bilité de la variation de la consommation entre les deux périodes aux va- riations intertemporelles des prix, c’est-à-dire au taux d’intérêt réel.
Plus l’élasticité de substitution est élevée, plus grande sera la réduction de la consommation courante (relativement à la consommation future) induite par une hausse du taux d’intérêt réel.
7De façon formelle, l’élasticité de substitution entrec1etc2est définie comme la varia- tion proportionnelle du ratio de consommationc2/c1 associée à une unité de changement proportionnel du ratio des utilités marginalesu0(c1)/u0(c2), en maintenant l’utilité totale constante.
En élevant les deux termes de l’expression (16) à la puissance−σ , il en résulte que :
c2 =
(1 +r1
1 +ρ
)σ
c1. (18)
En combinant ce résultat avec la contrainte budgétaire du cycle de vie, équation (10), cela donne une équation similaire à (14), c1 = Wκ1
1 , mais κ1 est maintenant donné par
κ1 = 1 +
( 1 1 +ρ
)σ½ 1 1 +r1
¾1−σ
.
Si les valeurs deρetr1 sont suffisamment petites,κ1 peut être approximé par8
κ1 = 1 + 1
(1 +ρ)σ(1 +r1)1−σ '1 + 1
1 +σρ+ (1−σ)r1
. (19)
Cette expression a plusieurs implications :
• Si le taux de préférence temporelle et le taux d’intérêt du marché sont égaux (ρ=r1), les variations de l’élasticité de subtitution intertempo- relle n’ont pas d’effets sur κ1 [qui est donc égale à sa valeur donnée dans l’équation (14), 1 + 1/(1 +r1)].
• Le signe de l’effet d’une augmentation der1 sur κ1 est sg(dκ1/dr1)=−sg(1−σ), Ce qui montre que :
— Une variation du taux d’intérêt n’apas d’effetsurκ1(dκ1/dr1 = 0) si σ est égale à l’unité.
8Supposons quex= (1 +ρ)σ(1 +r1)1−σ−1; le deuxième terme de droite de la première expression est donc1/(1 +x). En utilisant l’approximationx'ln(1 +x), pourxpetit, il en résulte que
x'ln(1 +ρ)σ(1 +r1)1−σ'σρ+ (1−σ)r1,
Ceci peut être substitué dans l’expression1/(1 +x)et donner le résultat qu’on retrouve dans le texte.
— En général, dκ1/dr1 estambigu; l’effet d’une variation du taux d’intérêt sur l’épargne est donc en général indéterminé en raison du conflit entre l’effet de substitution et l’effet de revenu9.
— Si σ est inférieur à l’unité, dκ1/dr1 < 0. Comme on l’a montré précédemment, puisque dW1/dr1 est aussi négatif, une augmenta- tion du taux d’intérêt, dans ce cas, a un effet total ambigu sur la consommation et l’épargne au cours de la première période.
— Si, au contraire,σ estsupérieur à l’unité,dκ1/dr1 >0; et comme dκ1/dW1 < 0, une augmentation de r1 réduit sans ambiguïté la consommation (dc1/dr1 <0) etaugmente l’épargne.
• Plus le degré de substitution intertemporelleσest élevé, plus grand sera l’effet marginal d’une variation du taux d’intérêt sur la consommation et l’épargne (∂[dκ1/dr1]/∂σ >0).
• Si le degré de substitution intertemporelleσestzéroet le revenu dispo- nible à la période 2 est égale au niveau du revenu de la période 1 (y2−T2 =y1 −T1), alorsκ1 = 1 + 1/(1 +r1)et
c1 = W1
κ1
= (1 +r0)A0
1 + 1/(1 +r1)+ (y1−T1), (20) Ce qui montre qu’une hausse du taux d’intérêt réel,r1, en augmentant le rendement du niveau des actifs, accroît la consommation courante.
• Si l’élasticité de substitutionσ est positive et que le niveau initial des actifs est de nul(A0 = 0), et avec un revenu disponible à la période 2 égale au niveau de celui de la période 1, alors :
c1 =κ−11
·
(y1−T1) +y2 −T2
1 +r1
¸
,
Ce qui implique qu’une augmentation du taux d’intérêt a sans ambi- guïté uneffet négatif sur la consommation. Par implication, de grandes variations du niveau des actifs dans le temps peuvent rendent difficiles l’utilisation des techniques de séries temporelles pour détecter un effet agrégé stable du taux d’intérêt réel sur l’épargne10.
9Il est peu probable qu’avec un faible ratio actifs/revenu, l’effet global soit positif.
10Comme on l’analyse plus loin, un effet faible et instable du taux d’intérêt réel est compatible avec les résultats des pays en développement.
Age et ratio de dépendance
Le modèle du cycle de vie prédit que, dans une population donnée, lesjeunes épargneront relativement peu car ils anticipent des augmentations de leurs revenus futurs. Les individus d’âge intermédiaire, qui approchent le niveau maximum de leur revenu sont ceux qui ont tendance à épargner le plus par anticipation des revenus relativement faibles qu’ils auront après leur retraite.
Les personnes âgées ont tendance à avoir un taux d’épargne faible voire négatif, bien que le désir de laisser un héritage (un legs) ou de faire face à l’éventualité de vivre plus longtemps qu’espéré pourrait être un motif d’é- pargne même après la retraite. Par conséquent, letaux d’épargne globale ten- dra à baisser en réponse à une augmentation soit duratio de dépendance- jeunesse (c’est-à-dire, le ratio du groupe d’âge de moins de 20 ans sur le groupe de 20 à 64 ans) ou du ratio du groupe des personnes âgées sur le groupe de population en âge de travailler.
Pour évaluer formellement l’influence de l’âge dans le modèle du cycle de vie décrit plus haut, considérons le cas où l’horizon temporel du ménage est T > 2. En plus des résultats similaires à ceux obtenus précédemment, on peut montrer que l’inverse de la propension marginale à consommer les actifs,κ1, varie avec l’horizon temporel et donc avec l’âge (Muellbauer, 1994).
Supposons que le taux d’intérêt réel est constant dans le temps,r, et que les valeurs de ρ et r sont suffisamment petites ; dans le cas particulier d’une fonction d’utilité CES, κ1 est donné non pas par l’équation (19) mais par :
κ1 = 1 +µ+µ2+...+µT−1 = 1−µT
1−µ , (21)
où11
µ= 1
(1 +ρ)σ(1 +r1)1−σ ' 1
1 +σρ+ (1−σ)r. (22) Si le ménage gagne le même revenu sur les deux périodes (y2 =y1), et si le taux de préférence temporelle et le taux d’intérêt sont égaux (ρ = r), la consommation à la période 1 sera donnée par :
c1 = W1
κ1
= (1 +r0)A0
κ1
+ (y1−T1).
Dans de telles conditions, l’effet de l’âge sur la consommation opérera entièrement à travers κ1. Supposons, par exemple, que ρ = r = 0.04. Alors de l’équation (22), µ= 1/(1 +r) = 0.96, et de l’équation (21), il en résulte que :
κ1|T=10= 8.5, κ1|T=20= 14.2, κ1|T=40 = 20.7.
Ces résultats montrent que l’inverse de la propension marginale à consom- mer la richesseaugmente avec l’horizon temporel ; autrement dit, les jeunes, dont l’horizon temporel est plus long, ont une propension à consommer les actifs plus faible que celle des personnes plus âgées12.
11Considérons, par exemple, le cas oùT = 3. La fonction d’utilité CES, Equation. (15) peut être écrite de la façon suivante :
U =
½
c−1α+ c−2α
1 +ρ+ c−3α (1 +ρ)2
¾−1/α
,
et la contrainte budgétaire au cours de la vie, Equation (10) devient c1+ c2
1 +r1
+ c3
(1 +r1)2 =W1.
Les conditions de premier ordre sont données par l’Equation (18) c3= [(1 +r1)/1 +ρ]2σc1.
En combinant ces résultats avec la contrainte budgétaire au cours de la vie ci-dessus, on obtientc1=W1/κ1, où maintenant
κ1= 1 +µ+µ2,
oùµest défini dans l’équation (22). Le dernier terme de cette expression est l’approxima- tion effectuée auparavant [Voir Eq. (19)]. La généralisation des expressions ci-dessus au cas oùT >3s’effectue simplement.
12Notons que la différence entre la propension marginale à consommer des personnes âgées et celle des jeunesaugmente à mesure que le taux d’escompte moyen baisse.
Ce résultat est important car il implique qu’à un niveau agrégé, la dist- ribution des actifs entre les jeunes, les personnes d’âge intermédiaire et les personnes âgées importe pour les profils de la consommation et de l’épargne.
Ce problème est central quant à la question des effets de la croissance du revenu réel par tête sur le comportement de l’épargne agrégée. Toutes choses égales par ailleurs, plus la part de la richesse totale détenue par les ménages d’âge intermédiaire (ceux dont le revenu est le plus élevé) dans tout pays donné, plus grand est le taux d’épargne, et plus le taux de croissance du revenu est élevé (Voir chapitre 12). Cependant, comme on l’analyse plus bas, en présence descontraintes d’emprunts,toutes choses n’est pas égales par ailleurs. En outre, les facteurs démographiques tels que la part de la popula- tion active relativement à la population des personnes retraitées expliquent probablement uniquement les tendances à long-terme de l’épargne, mais pas les fluctuations de court-terme de la propension à épargner.
1.3 Autres déterminants
La littérature analytique et empirique du comportement de la consomma- tion et de l’épargne dans les pays en développement a souligné les différentes limites des modèles standard du revenu permanent et du cycle de vie dé- crits dans les sections précédentes et a offert différents prolongements. Cette section passe en revue les facteurs supplémentaires les plus importants qui ont été identifiés au plan empirique comme des facteurs significatifs dans la compréhension de la consommation et de l’épargne dans les pays en déve- loppement.
Niveaux du revenu et incertitude du revenu
La recherche empirique récente a souligné le fait qu’à des faibles niveaux ou à des niveaux de revenu de subsistance, le taux d’épargne est aussi faible.
Comme le montre le chapitre 10, à mesure que le niveau du revenu augmente, le taux d’épargne aussi augmente. Ce résultat a deux implications :
• Dans les pays à revenu faible, la réponse de l’épargne aux variations des taux d’intérêt réels est probablement faible. Une réponse significa- tive de l’épargne des ménages tend à n’apparaître qu’à des niveaux de revenu substantiellement supérieurs au niveau de subsistance (Ogaki, Ostry et Reinhart, 1996). Ce résultat a des implications importantes
pour les politiques destinées à stimuler l’épargnefinancière à travers la libéralisation du taux d’intérêt (Voir chapitre 15).
• Les variations de la distribution du revenu, induites par exemple par des politiques d’imposition redistributives, peuvent avoir des effets im- portants sur les taux d’épargne mesurés à un niveau agrégé.
Dans les pays en développement, les revenus de nombreux ménages pro- viennent de l’agricultture ; mais dans ce secteur, les revenus peuvent être sujets à desfluctuations relativement fortes résultant des variations des condi- tions climatiques ou des variations des prix domestiques et internationaux des produits agricoles. Ces sources d’incertitude du revenu sont souvent ag- gravées par l’instabilité macro-économique et la vulnérabilité aux chocs extérieurs13. En général, l’incertitude accrue en ce qui concerne le revenu fu- tur accroîtra le motif d’épargne de précaution (Voir l’appendice de ce chapitre, Caballero, 1990 et Deaton, 1992), bien que dans un environnement macro-économique très instable, l’incertitude accrue peut réduire l’épargne par l’intermédiaire de son effet sur la variabilité des taux de rendement.
Liens intergénérationnels
Certains auteurs comme Gersovitz (1988), ont affirmé que la grande impor- tance des relations de la famille élargie peut impliquer que les liens inter- générationels soient probablement forts dans les pays en développement. Il y a deux canaux par lesquels de tels liens peuvent affecter le comportement de consommation et d’épargne.
• Ils peuvent affecter les préférences des ménages en affectant, par exemple, le degré auquel l’utilité marginale de la consommation décroît avec le niveau de consommation, ou en accroissant le taux de préférence temporelle.
• Ils peuvent allonger l’horizon effectif de planning sur lequel les ménages prennent leurs décisions de consommation et d’épargne.
13Les taux d’épargne plus élevés enregistrés dans les pays à faible inflation en Asie par exemple, montre l’importance d’un environnement macro-économique stable.
Contraintes de liquidités
Le lissage intertemporel de la consommation requiert un bon fonctionnement des marchésfinanciers afin de permettre aux agents d’emprunter et de prêter dans le temps. Cependant, dans de nombreux pays en développement, les marchés financiers bien développés soit n’existent pas ou lorsqu’ils existent, ils ne fonctionnent pas très bien. En particulier, les ménages ont souvent un accès limité aux marchés du crédit, et lerationnement du crédit peut être très répandu (voir Chapitre 2). L’existence des contraintes de liquidité affecte la capacité des ménages à transférer les ressources dans le temps aussi bien que dans des situations d’incertitude du revenu. En conséquence, comme on l’a précédemment indiqué, la consommation (et donc l’épargne) tend à être très correlée avec le revenu courant, plutôt qu’avec le revenu permanent ou richesse au cours du cycle de vie. Les résultats empiriques de Veidyanathan (1993) et Rossi (1988) suggèrent en effet que l’incidence des contraintes de liquidités peut être plutôt significatif dans de nombreux pays en développement.
Formellement, les contraintes de liquidités peuvent être introduites dans le modèle simple à deux périodes présenté précédemment (dans lequel A2 = 0) en réquérrant que les actifs financiers réels en période 1 ne soient pas négatifs :
A1 ≥0.
En outre, en faisant l’hypothèse que les ménages sont relativement impa- tients (c’est-à-dire que le taux de préférence temporelle est plus grand que le taux d’intérêt réel), et donc veulent consommer aujourd’hui, Deaton (1992) a montré qu’il y a deux résultats possibles en période 1 :
• Le ménageveut emprunter mais ne le peut pas; dans ce cas, la consom- mation est la somme des avoirs courants et du revenu courant ; il n’y a pas d’épargne, et l’utilité marginale n’est pas égalisée sur les périodes.
• Le ménage ne veut pas emprunter; dans ce cas, la consommation est moins élevée que la somme des actifs et du revenu ; l’épargne est positive, et l’utilité marginale est égalisée sur les périodes - comme l’a prédit l’équation d’Euler, Equation (12).
Comme Deaton (1992) l’a aussi montré, la forme exacte de la relation entre la consommation et les ressources courantes (actifs et revenu) dépend
des paramètres (moyenne et variance) qui caractérisent la distribution du revenu, aussi bien que de la structure des préférences du consommateur. A de bas niveaux de ressources, les contraintes de liquidités sont saturées, et toutes les ressources sont dépensées. Au delà d’un certain niveau de ressources (qui dépend, en particulier, des paramètres du processus qui entraîne le revenu, les contraintes de liquidités cessent d’être des obstacles, la propension marginale à consommer commence à baisser, et l’épargne devient positive en raison des motifs de précaution (comme on l’a souligné précédemment).
En présence des contraintes de liquidités, la libéralisation financière peut avoir un effet défavorable sur les taux d’épargne. Dans la mesure où le désir des ménages de lisser leur consommation dans le temps est contraint par un accès limité aux marchés du crédit, un accès accru à ces marchés permettra aux individus d’accroître leur consommation (et donc de réduire leur épargne) au cours de leur vie active, au moyen d’un emprunt accru. Par exemple, la disponibilité plus grande des prêts pour les achats delogements et de biens de consommation durables peut pallier le besoin des ménages d’épargner en préparation des paiements initiaux importants qu’ils doivent effectuer pour de tels achats.
Inflation et stabilité macro-économique
La consommation et l’épargne peuvent aussi réagir aux variations du taux d’inflation.Si les ménages sont des créditeurs nets, une augmentation du taux d’inflation par exemple peut réduire la valeur réelle de leur richesse, même si elle est suivie d’une hausse proportionnelle du taux d’intérêt nominal. Pour compenser cet effet de richesse négatif, les ménages peuvent augmenter leur taux d’épargne. La variabilité de l’inflation, qui est souvent utilisée comme une variable proxy de la stabilité macro-économique, peut aussi affecter l’é- pargne, dans un sens opposé.
• Dans la mesure où il augmente l’incertitude en ce qui concerne lerevenu futur, un degré élevé de la variabilité des prix peut conduire à une augmentation du taux d’épargne, conséquence dumotif de l’épargne de précaution analysé précédemment.
• Mais dans la mesure où un taux d’inflation très variable est associé à une plus grande incertitude du taux d’intérêt réel (ou le rendement de l’épargne), il peut avoir un effet dépressif sur la propension à épargner.
Epargne publique
Une caractéristique clef du modèle du cycle de vie est que le comportement de l’épargne est directement influencé par les évaluations des ménages de leurs profils futurs de revenu et de consommation. Une variable clé qui affecte ces évaluations est la politique du gouvernement, en particulier l’épargne ou la désépargne publique.
La mesure dans laquelle les variations de l’épargne publique induisent des variations compensatrices de l’épargne privée a été une question cent- rale d’une grande partie de la littérature moderne en macro-économie et en économie publique. Trois interprétations majeures de cette relation ont été avancées dans la littérature :
• Le point de vue conventionnel fait l’hypothèse qu’une baisse de l’épargne publique (provenant d’une réduction d’impôts ou d’une aug- mentation dufinancement par émission de titres de la dépense publique tendra à accroître la consommation et à réduire l’épargne des ménages myopes (c’est-à-dire les ménages qui ne se soucient que du présent), en déplaçant la charge de l’impôt des générations présentes vers les générations futures. En conséquence, une baisse de l’épargne publique entraînera une baisse de l’épargne nationale14.
• Lepoint de vue Keynesiensuggère qu’une désépargne publique tem- poraire plus élevée augmentera la consommation et le revenu, en pré- sence de capacités de productions sous-utilisées, proportionnellement à l’inverse de la propension marginale à épargner, comme le préditl’effet multiplicateurstandard. A son tour, le revenu plus élevé augmentera l’épargne privée. Le fait que cette augmentation de l’épargne privée est ou non suffisamment grande pour compenser la baisse initiale de l’épargne publique (et donc entraîner une augmentation de l’épargne nationale) est a priori ambigu15.
14La réduction de l’épargne privée peut être atténuée par une hausse du taux d’intérêt réel, bien que, comme on le verra, cet effet peut être relativement faible. Dans une économie ouverte, la hausse du taux d’intérêt domestique peut aussi attirer les capitaux extérieurs et conduire à une augmentation de l’épargne étrangère.
15Si la baisse de l’épargne publique était supposée permanente plutôt que temporaire, l’effet sur l’épargne privée serait semblable à celui que prédit le point de vue conventionnel si les ménages sont myopes.
• Lepoint de vue Ricardienaffirme que dans la mesure où les indivi- dus sont rationnels etprévoyants, ils se rendront compte qu’une hausse permanente de la dépense publique aujourd’hui (ou, de façon équiva- lente, une augmentation de la désépargne publique) doit être financée tôt ou tard. Par conséquent, ils augmenteront leur épargne d’un mon- tant équivalent - d’où le terme d’équivalence Ricardienne (Barro, 1974, 1989).
De façon similaire, le point de vue Ricardien prédit qu’une augmenta- tion du déficit budgétaire (désépargne) provenant d’uneréduction des impôts n’aura pas d’effet sur le taux d’épargne national car l’épargne privée aug- mentera d’un montant équivalent par anticipation des engagements d’impôts futurs16. Autrement dit, pour une valeur présente donnée des dépenses pu- bliques, le moment choisi des impôts n’influence pas le comportement de consommation des ménages.
Le point de vue ricardien a fait l’objet de nombreuses critiques, à la fois aux niveaux analytique et empirique. Du point de vue analytique, il repose sur quatre hypothèses strictes irrélalistes :
• les consommateurs sontprévoyants;
• les générations succesives sont liées par deslegs motivés par des considé- rations altruistes;
• les consommateurs ne sont pas confrontés auxcontraintes de liquidités; et
• les impôts ne sontpas distortionnaires.
Les résultats empiriques en faveur de l’hypothèse d’équivalence ricar- dienne totale semblent être partagés dans les pays industrialisés (voir Seater, 1993). Pour les pays en développement, en revanche, la plus grande partie des résultats empiriques sont contraires à l’équivalence ricardienne. Une rai- son centrale à cette observation est que bien que les individus dans ces pays peuvent effectuer, de façon systématique, des anticipations de leurs enga- gements d’impôts futurs, lescontraintes de liquidités (qui jouent un rôle
16Par conséquent, prise dans sa forme extrême, l’approche ricardienne implique que le choix entrefinancement par la dette ou par les impôts des déficits budgétaires n’est pas important.
pervers dans ces pays, comme on l’a vu précédemment) peuvent les empêcher d’agir sur ces anticipations en ajustant leur comportement de consommation - épargne comme l’aurait prédit la proposition d’équivalence ricardienne.
La charge de la dette et l’imposition
Le comportement d’épargne et de désépargne du gouvernement peut aussi affecter l’épargne privée indirectement par le biais des variations des antici- pations des impôts futurs. Par exemple, dans une situation où la charge de la dette extérieure du secteur public se dégrade soudainement (résultat par exemple d’une augmentation du service de la dette provenant d’une hausse des taux d’intérêt internationaux), le secteur privé peut anticiper une hausse significative de l’imposition dans le futur. L’effet de substitution associé à de telles anticipations tendra à favoriser la consommation courante aux dépens de l’épargne, alors que l’effet de revenu devrait tendre à réduire la consommation sur toutes les périodes. Par conséquent, un niveau élevé de la dette peut réduire le taux d’épargne nationale17.
1.4 Sécurité sociale, pensions et assurance
Comme le montre le chapitre 15, la disponibilité des plans formels de pen- sion publique et de sécurité sociale s’est significativement accrue dans de nombreux pays en développement. Comme le modèle du cycle de vie l’im- plique, l’effet potentiel de ces plans peut être de réduire le taux d’épargne privée à travers trois canaux :
• en redistribuant le revenu en faveur des personnes âgées ;
• en réduisant le besoin d’épargner pour la retraite (à moins que l’int- roduction de ces plans soit accompagnée d’une réduction de l’âge à la retraite) ;
• en freinant le besoin d’épargne de précaution pour couvrir l’éventualité de vivre plus longtemps qu’espéré.
L’impact des bénéfices accrus de la sécurité sociale sur l’épargne natio- nale peut donc dépendre de l’effet que de tels changements peuvent avoir sur
17Voir le chapitre 16 pour une analyse des effets à plus long terme de l’endettement étranger sur l’épargne et l’investissement.
l’épargne publique 18. Dans la mesure où le système de sécurité sociale est un système derépartition, l’épargne publique n’augmentera pas directement pour compenser une quelconque baisse induite de l’épargne privée. Dans la lignée de l’argumentation ricardienne développée plus haut, on pourrait af- firmer que, dans ce cas, les agents privés ne réduiraient pas leur épargne courante car ils anticiperaient une augmentation éventuelle des impôts pour financer les dépenses futures de pensions. Néanmoins le résultat empirique suggère que des augmentations des pensions publiques entraînent une baisse de l’épargne privée et nationale, bien que cette baisse soit moins élevée que la hausse totale des bénéfices des pensions (Mackenzie, Gerson, et Cuervas, 1997).
Lesplans de pension privée ont aussi été développés, au cours des années récentes, dans plusieurs pays en développement. En principe, les individus devraient voir leurs contributions aux fonds de pension privés comme un parfait substitut aux autres formes d’épargne. Mais, en pratique, les indivi- dus ne semblent pas prendre totalement en compte leurs contributions aux pensions dans la détermination de leur comportement d’épargne. Le résultat est que l’introduction des fonds de pension privés est souvent accompagnée d’une augmentation des taux d’épargne nationaux. Ceci est par exemple la conclusion à laquelle aboutit Holzmann (1997) dans le cas du Chili (voir chapitre15).
Enfin, la disponibilité accrue des différentes formes d’assurance, telles que les assurances de santé, de responsabilité civile, de chômage, de faillite personnelle, peut aussi influencer le comportement d’épargne. Dans la mesure où les plans d’assurance limitent les dépenses attendues pour des contingences et des urgences, ils tendent à réduire l’incertitude du revenu et donc le besoin d’une épargne de précaution.
Variation des termes de l’échange
Un autre facteur qui affecte l’épargne dans une économie ouverte sont les termes de l’échange, c’est-à-dire, les variations importantes du prix relatif des exportations d’un pays en termes de ses importations. Un canal clé par le- quel de tels chocs semblent opérer est l’effetHarberger-Laursen-Metlzer
18En des termes absolus, comme l’a souligné Edwards (1996c, p. 25), ce qui importe est la relation entre les contributions et les bénéfices futurs attendus de la sécurité sociale.
Cependant, le fait que l’épargne globale augmente dépendra de ce que devient l’épargne publique une fois que la réforme de sécurité sociale est appliquée.
(HLM) qui prédit une relation positive entre les variations (transitoires) des termes de l’échange et l’épargne, par le biais de leur effet positif sur larichesse et le revenu19. Plus spécifiquement, l’effet HLM prédit qu’une variation ad- verse transitoire des termes de l’échange entraînera une baisse du niveau du revenu courant plus grande que la baisse de son revenu permanent, causant, comme on l’a indiqué plus tôt, une baisse de l’épargne. Au contraire, une détérioration permanente des termes de l’échange, dans la mesure où elle conduit à une réduction concommitante à la fois du revenu courant et du revenu permanent, n’aura aucun effet sur l’épargne.
L’effet de lissage de la consommation mis en relief par l’effet conven- tionnel HLM peut être partiellement compenser par deux types d’effets de substitution : un effet desubstitution intertemporelle (ou inclinaison de la consommation) et un effet desubstitution intratemporelle. Pour com- prendre comment ces deux effets opèrent, notons d’abord que l’effet conven- tionnel HLM est habituellement analysé dans un cadre statique dans lequel l’économie domestique et le reste du monde produisent le même bien échan- geable. Considérons, au contraire, une petite économie ouverte dans laquelle les ménages consomment des biens à la fois importés et non-échangeables.
Supposons pour le moment que ces deux catégories de biens sont des sub- stituts parfaits, de sorte que leur prix relatif est constant. Des variations des termes de l’échange peuvent néanmoins induire de larges variations du pro- fil temporel de la consommation. Par exemple, une détérioration temporaire des termes de l’échange (induite par exemple par une hausse du prix des biens importés) entraîne une augmentation du coût de la vie, c’est-à-dire le prix de la consommation courante par rapport au prix des importations futures et de la consommation future. L’augmentation du niveau global du prix entraîne une hausse du taux d’intérêt de la consommation (c’est-à-dire du taux d’intérêt réel mesuré en termes du prix dupanier de consommation), augmentant par ce biais le coût de la consommation courante par rapport à la consommation future et entraînant les agents à différer la consommation dans le futur et à épargner plus aujourd’hui. Ceci est l’effet d’inclinaison de la consommation.Plus l’élasticité de consommation intertemporelle (définie comme précédemment) est grande, plus grande sera l’augmentation
19La formulation initiale de l’argument de Harberger (1950) et Laursen et Meltzer (1950) repose sur un cadre de type Keynésien d’économe ouverte. Des prolongements dans un cadre intertemporel ont été remarquablement fournis par Obstfeld (1982) et Svensson et Razin (1983). Ces contributions ont aussi éclairées la distinction entre des chocs perma- nents et transitoires.
l’épargne courante.
Supposons maintenant que les biens importés et non-échangés ne sont pas des substituts parfaits, comme le suggèrent les analyses empiriques. Les variations de leurs prix relatifs induites par les variations des termes de l’é- change affecteront donc aussi les décisions d’épargne. La raison est que, dans une économie où les ménages consomment à la fois des biens domestiques et des biens importés, les variations des prix relatifs affectent le coût de la vie et donc le taux d’intérêt de la consommation. Il en résulte un effet de substitution intratemporelassocié au choc des termes de l’échange ; cet effet peut être suffisamment large pour compenser l’effet conventionnel asso- cié aux considérations de lissage de la consommation. Par exemple, dans la mesure où un choc défavorable transitoire des termes de l’échange entraîne une hausse temporaire du prix relatif des biens importés, le déplacement vers les biens non-échangés augmentera leur prix relatif et le taux d’intérêt de la consommation, la dépense totale va baisser et l’épargne tendra à s’accroître.
Cet effet peut être suffisamment large pour compenser la baisse de l’épargne privée induite par des considérations de lissage de la consommation.
Par conséquent, au total, l’effet net des chocs des termes de l’échange sur l’épargne est théoriquement ambigu. L’importance de l’effet de lissage de la consommation par rapport aux deux types d’effets identifiés plus haut ne peut être évaluée qu’empiriquement.
Approfondissement financier
Le développementfinancier peut affecter l’épargne directement et indirecte- ment. Dans la mesure où l’amélioration de l’intermédiationfinancière entraîne une réduction ducoût de l’intermédiation, elle augmentera le rendement de l’épargne. Dans le même temps, dans la mesure où l’efficacité accrue du pro- cessus d’intermédiationfinancière entraîne une expansion de l’investissement et stimule le taux de croissance économique (voir chapitre 12), l’augmenta- tion du revenu se traduira aussi par une augmentation de l’épargne. Lafigure 1.3 montre, pour un groupe d’environ 30 pays en développement sur la pé- riode 1980-95, la corrélation entre les taux d’épargne domestique brute et un indicateur d’approfondissementfinancier, le ratioquasi-monnaie (épargne et dépôts à terme) sur le stock demonnaie au sens large — la somme de lamon- naie au sens strict (monnaie et dépôts à vue) — plus la quasi-monnaie. La figure suggère bien une relation positive entre ces deux variables. Cependant, comme on l’a noté précédemment, dans des cas où la libéralisationfinancière
entraîne une hausse de l’offre de crédits en faveur des ménages qui étaient auparavant confrontés aux contraintes de crédits, l’épargne privée peut bais- ser.
Epargne des ménages et épargne des entreprises
Enfin, on devrait noter que la discussion en cours s’est focalisée uniquement sur l’épargne desménages. Cet intérêt exclusif porté à l’épargne des ménages est justifié dans plusieurs pays en développement où les taux d’épargne privée sont essentillement déterminés par le comportement des ménages. Cependant dans d’autres pays, l’épargne des entreprises(dans la forme, par exemple, des bénéfices non distribués peut aussi être significatif et peut répondre à des va- riables différentes de celles qui affectent les décisions des ménages. Le fait que cete distinction soit ou non importante pour la compréhension des variations du taux d’épargne privée agrégée dépend des réponses des ménages aux ni- veaux plus élevés de l’épargne des entreprises : si les entreprises conservent plus de gains, les ménages peuvent épargner moins d’un montant correspon- dant. Dans de telles conditions, les ménages voient à travers la structure des entreprises et le comportement de l’épargne privée agrégée reflétera lar- gement le comportement des ménages. L’étude de López-Mejía et Ortega (1998) a trouvé en effet qu’en Colombie (comme l’a montré lafigure 1.4) des périodes de hauts (faibles) taux d’épargne des entreprises étaient suivies de périodes de bas (hauts) taux d’épargne des ménages. Les variations des di- videndes n’ont aucun effet sur la consommation privée (c’est-à-dire, qu’elles n’affectent que l’épargne) car les agents réalisent que les variations de leur revenu sont compensées par une baisse du même montant de la valeur des firmes qu’ils détiennent.
1.5 Résultats empiriques
Il est important de noter dès le départ que les insuffisances des données rendent difficiles l’analyse empirique des déterminants du comportement de la consommation et de l’épargne dans les pays en développement. En pra- tique, l’épargne est mesurée comme un résidu et est confrontée aux pro- blèmes de classification, d’évaluation et de mesure. Par exemple, les données de l’épargne publique incluent celles desentreprises publiques ; dans d’autres pays, l’épargne des entreprises publiques est incluse dans celle du secteur
privé. Néanmoins, les données suggèrent plusieurs régularités. En particulier, les taux d’épargne varient considérablement dans les régions du monde en développement. Les données compilées par Edwards (1996c) indiquent que, sur la période 1983-92, le taux d’épargne privé était de 15,6% en Afrique, 20,2% en Asie et 13,8% en Amérique Latine. Sur la période que Edwards considère, le taux d’épargne était de 21,3% pour les pays industrialisés.
Comme on l’a noté précédemment, une implication importante de l’hypo- thèse HRP est que les variations du revenu transitoire sont (dés-) épargnées et les variations permanentes consommées. Comme Agénor et Montiel (1999, Chapitre 3) le montrent, il y a certaines indications en faveur de cette hypo- thèse. Plusieurs études empiriques ont montré que la propension à consommer le revenu permanent est supérieure à la propension à consommer le revenu courant. Ceci est compatible avec l’hypothèse HRP. Cependant, dans le même temps, l’élasticité de la consommation par rapport au revenu permanent n’est pas égale à l’unité, la propension à consommer le revenu transitoire n’est pas non plus égale à zéro. L’étude plus récente de Loayza, Schmidt-Hebbel et Servén (1999) a confirmé ces résultats. Singulièrement, les résultats pour les pays industrialisés et les pays en développement suggèrent qu’il existe une corrélation très forte entre le revenu courant et la consommation ; la forme stricte de l’hypothèse HRP ne peut pas expliquer cette relation.
Outre l’étude de Loayza, Schmidt-Hebbel et Servén (1999), d’autres études récentes des déterminants de l’épargne dans les pays en développement ont été effectuées : Masson et al. (1995), Hadjimichael et Ghura (1995), Edwards (1996), et Dayal-Gulati et Thimann (1997).
L’etude de Masson, Bayoumi et Samiei (1995) a porté sur 64 pays en développement sur la période 1970-93. Leurs résultats indiquent que :
• une augmentation de l’épargne publique tend à être associée à une épargne nationale plus élevée, suggérant la validité de l’équivalence ri- cardienne ;
• une baisse du ratio de dépendance augmente substantiellement l’é- pargne privée ;
• des augmentations du revenu par tête accroissent le taux d’épargne privée ;
• des variations destaux d’intérêt réels n’ont aucun effet significatif sur l’épargne privée ou nationale ;
• des augmentations de l’épargne étrangère (mesurée par le déficit du compte courant) affectent négativement l’épargne nationale ; cepen- dant, la compensation n’est que partielle (estimée entre 40 à 50%), suggérant qu’une disponibilité accrue du financement extérieure favo- rise à la fois une consommation et un investissement plus élevés ;
• les fluctuations des termes de l’échange ont un effet positif, mais tran- sitoire, sur l’épargne nationale.
Hadjimichael et Ghura (1995) ont utilisé un panel de 41 pays d’Afrique Sub-saharienne sur la période 1986-92 pour examiner l’efficacité des poli- tiques publiques de stimulation de l’épargne privée et de l’investissement.
Ils ont trouvé que des politiques qui maintenaient l’inflation à un niveau bas, réduisaient l’incertitude macro-économique, promouvaient le développe-
ment financier et augmentaient significativement l’épargne publique se tra-
duisaient par une augmentation des taux d’épargne nationale. Ils ont aussi trouvé qu’une réduction significative de la charge de la dette extérieure augmentait l’épargne nationale - certainement à cause de la réduction des anticipations de futurs impôts, comme on l’a souligné plus haut.
Edwards (1996c) a étudié les déterminants de l’épargne sur un groupe de 25 pays en développement et 11 pays industrialisés sur la période 1970-92.
Ses résultats montrent un effet significatif des variables suivantes sur les taux d’épargne privée :
• le taux de croissance du revenu par tête ;
• le ratio de monétisation, qui est semblable à l’indicateur d’appro- fondissement financier défini plus haut ;
• l’épargne étrangère (mesurée encore par le déficit du compte courant), avec un coefficient négatif inférieur à l’unité - suggérant que l’effet d’é- viction de l’épargne extérieure n’est pas totale ;
• l’épargne publique, avec un effet négatif qui n’est pas total, contraire à l’hypothèse d’équivalence ricardienne ;
• la sécurité sociale (mesurée par le ratio des dépenses publiques de sécu- rité sociale et de prestations sociales sur les dépenses publiques totales), avec un coefficient négatif significatif.
Le taux d’intérêt réel (approximé par le taux réel de dépôt bancaire ex- post), la structure de l’économie (mesurée par la part de l’industrie manu- facturière, les mines et l’agriculture dans la production) et la variabilité de l’inflation n’étaient pas significatifs. Le ratio de dépendance était aussi non significatif pour les pays en développement pris comme groupe, mais les résul- tats de l’Amérique Latine suggéraient qu’il avait un effet négatif significatif sur l’épargne20. Au total, les variables les plus importantes sont le taux de croissance du revenu par tête, l’épargne publique et le ratio de monétisation.
Dayal-Gulati et Thimann (1997) ont étudié les déterminants de l’épargne privée (desménages et des entreprises) sur un groupe de cinq pays d’Asie du Sud-Est - Indonésie, Malaysie, Philippines, Singapour et Thaïlande — et neuf pays d’Amérique Latine — Argentine, Brésil, Chili, Colombie, Mexique, Para- guay, Perou, Uruguay et Venezuela, sur la période 1975-95. Ils trouvent que les chocs des termes de l’échange ont un effet positif sur l’épargne. L’épargne publique n’évince que partiellement l’épargne privée, rejetant encore la forme stricte de la proposition d’équivalence ricardienne. Les dépenses de sécurité sociale sont associées à un taux d’épargne privée plus faible et les plans de pension ont un effet positif. La stabilité macro-économique (mesurée par l’écart de l’inflation par rapport à une moyenne mobile sous-jacente) et l’ap- profondissement financier (mesurée par le ratio de la monnaie au sens large sur la production) affectent aussi positivement l’épargne privée et jouent un rôle important dans l’explication des différences des structures de l’épargne entre les deux régions. Le revenu par tête a aussi un effet positif.
L’étude de Loayza, Schmidt-Hebbel et Servén (1999) a utilisé une large base de données en coupes pour examiner les déterminants des taux d’é- pargne. Une nouveauté de leur analyse est aussi une tentative de distinction entre déterminants à court terme et déterminants à long terme des taux d’épargne, une distinction qui apparaît très significative dans leurs résultats empiriques. Leur analyse a montré, en particulier, que l’incertitude macro- économique (mesurée par la variance de l’inflation) a un effet positif sur les taux d’épargne privée en accord avec le motif de précaution développé plus tôt. L’épargne du secteur public a un effet négatif mais moins que pro- portionnel sur l’épargne privée, suggérant encore une fois que l’équivalence ricardienne ne s’applique pas de façon stricte. Les taux d’intérêt réels n’ont pas d’effet significatif sur l’épargne, alors queles améliorations des termes de
20Cárdenas et Escobar (1998) ont aussi trouvé, dans le cas de la Colombie, une corréla- tion négative entre l’épargne et le ratio de dépendance.
l’échange sont associées positivement aux taux d’épargne privée et nationale bien que l’effet soit faible.
Plusieurs autres études ont corroboré et complété les découvertes dé- crites plus haut. Par exemple, Ostry et Reinhart (1992) montrent que bien que la substitution intratemporelle entre biens non-échangeables et biens im- portables peut être un canal significatif par lequel les chocs des termes de l’échange affectent l’épargne, au total, les résultats empiriques sont favorables à l’idée que les variations défavorables transitoires des termes de l’échange entraînent une réduction de l’épargne privée - comme le prédit l’effet de l’hypothèse HLM. En outre,Ghosh et Ostry (1994) trouvent une corrélation positive entre lavariabilité des termes de l’échange et l’épargne. Ogaki, Ostry et Reinhart (1996), dans une étude détaillée couvrant un grand nombre de pays développés et en développement, trouvent que les taux d’épargne ten- dent à augmenter avec les niveaux de revenu par tête, notamment au cours de la transition des niveaux bas de revenu (où les besoins de subsistance pré- dominent) vers les niveaux de revenu intermédiaires. Plus spécifiquement, les résultats obtenus suggéraient que les taux d’épargne tendaient à augmenter avec le niveau de revenu par tête et àplafonner (voire même à baisser) à des niveaux élevés de revenu - comme les expériences du Canada, du Royaume- Uni et des Etats-Unis l’ont remarquablement illustré. Ce schéma d’uneforme en U renverséa été aussi analysé dans d’autres études. Enfin, Ogaki, Ostry, et Reinhart ont aussi trouvé que l’élasticité de substitution intertempo- relle, même dans les pays à revenu intermédiaire, était relativement faible - moins de 1 dans la plupart des cas. Pour la Tanzanie, par exemple, l’élasticité estimée était de 0,2 et pour le Chili et le Brésil, il atteignait 0,6. Ces résul- tats impliquent, comme on l’a montré précédemment, qu’une augmentation des taux d’intérêt aura généralement un effet ambigu (voire négatif) sur la consommation et l’épargne - atténuant ainsi les bénéfices de la libéralisation financière (voir chapitre 15).
Cependant dans le même temps, il y a plusieurs questions qui sont soit inadéquatement abordées dans la littérature actuelle ou demeurent non ré- solues. Un problème, par exemple, est le résultat empirique de l’effet de l’é- pargne étrangère (mesurée par le déficit du compte courant) sur les taux d’épargne domestique. Comme on l’a indiqué plus haut, les études de Mas- son et al. (1995) et Edwards (1996) ont toutes deux trouvé que cet effet était très significativement négatif, avec un coefficient inférieur à l’unité, un résul- tat qui suggère que l’épargne étrangère est unsubstitut, quoique imparfait, de l’épargne domestique. Cependant, dans les données que la plupart des cher-
