Accumulation patrimoniale, choix d'actifs financiers et intermédiation financière

Université Paris Ouest-Nanterre-La Défense

Synthèse des travaux et projets de recherche

en vue de l’obtention de l’habilitation à diriger les recherches.

Accumulation patrimoniale,

choix d’actifs financiers et intermédiation financière

Bruno Séjourné

Maître de conférences, section 05 GRANEM - Université d’Angers

Directeur de l’ESEMAP

Remerciements

Tout au long de ces années de recherche post-doctorale, de très nombreuses collaborations ont été menées, soit au sein de services d’études d’établissements à vocation financière, soit avec des collègues universitaires. Intellectuellement stimulantes, ces rencontres ont contribué à l’émergence de questionnements et à la confrontation des idées pour y répondre.

Mes remerciements s’adressent donc aux collaborateurs du Service des études économiques et financières de la Caisse des dépôts et consignations (1997-2003), et en premier à son directeur Patrick Artus, pour la confiance qu’il m’a accordée pendant de nombreuses années. J’y associe notamment Aurélie Boubel, Catherine Augory et Agnès Quéron. L’assistance des deux dernières fut déterminante dans la « productivité » du service.

Que soient également remerciés les économistes du Service des études de l’Autorité des marchés financiers (2006-2008) et plus particulièrement le responsable de cette équipe, Fabrice Pansard, avec qui une très fidèle et amicale collaboration s’est établie par-delà les établissements d’accueil. J’ai eu le plaisir d’y côtoyer Anne Demartini, Carine Romey, Elisabeth Fonteny et Laurent Grillet-Aubert.

Enfin, ces travaux de recherche doivent beaucoup à la productive et également amicale collaboration entamée avec Michel Boutillier au sein de la CDC et prolongée à travers un partenariat associant les laboratoires de recherche dont nous sommes respectivement membres.

Sommaire

Introduction générale p.4

Section I. Etudes macroéconomiques de l’accumulation patrimoniale des ménages

français p.6

Introduction p.6

1. L’influence de la démographie p.8

1.1 Du ratio de dépendance aux classes d’âge p.8 1.2 Résultats des estimations économétriques p.9

2. L’épargne de précaution p.11

2.1 Développement du cadre théorique p.11

2.2 La place pour l’épargne de précaution en France p.15

3. La contrainte de liquidité p.17

3.1 L’influence non ambiguë sur le taux d’épargne p.17 3.2 Les conséquences de la libéralisation financière en France p.19

4. Les effets de richesse p.21

4.1 Les enchaînements théoriques p.21

4.2 Une sensibilité récente des ménages français ? p.22

Conclusion p.24

Section II. Analyse des comportements en matière de gestion des patrimoines

financiers p.27

Introduction p.27

1. Analyse macroéconomique des choix de placements financiers p.28

1.1 Les choix de modélisation p.29

1.2 Les résultats majeurs p.32

1.3 Exemples d’utilisation du modèle p.33

2. La gestion des portefeuilles de valeurs mobilières p.35

2.1 Les faits p.35

2.2 Les analyses traditionnelles p.39

2.3 L’apport de la finance comportementale p.40

3. Choix patrimoniaux des ménages européens et intermédiation financière p.43

3.1 La méthode d’analyse p.44

3.2 Les principaux résultats p.45

3.3 Le lien avec la théorie de l’intermédiation financière p.46

3.4 Calcul alternatif dans le cas français p.47

Conclusion p.49

Section III. Projets de recherche p.50

Introduction p.50

1. L’investissement régulier p.51

2. L’épargne salariale p.52

3. Financement des entreprises du secteur végétal et analyse comportementale face au risque climatique de quelques acteurs de la filière p.54

Conclusion p.56

Conclusion générale p.57

Bibliographie p.58

Liste des articles p.66

Accumulation patrimoniale,

choix d’actifs financiers et intermédiation financière

Introduction générale

La grande majorité des travaux de recherche dont il sera fait état dans les pages qui suivent ont été menés dans le cadre d’une activité de consultant. Entamée en 1997 au sein du service des études économiques de la Caisse des dépôts et consignations (puis CDC IXIS), celle-ci s’est prolongée, parallèlement à la carrière universitaire, auprès de l’Autorité des Marchés Financiers jusqu’au 31 décembre dernier.

Ce préambule est nécessaire dans la mesure où il permet de justifier les modalités de recherche (méthodologie, zones géographiques…) et explique l’abondance de publications institutionnelles, imposée notamment par le respect de la périodicité de sortie de ces revues. Il permet également de comprendre pourquoi nombre de ces articles ne se présentent pas sous le format académique traditionnel. S’ils mentionnent généralement l’état des connaissances sur les sujets traités, en se référant explicitement à la littérature fondamentale, ils intègrent bien souvent une dimension pratique. Ainsi, par exemple, les travaux réalisés pour le compte de la CDC l’ont-ils été avec l’ambition de développer des méthodes prévisionnelles.

Quelques publications échappent à cette contrainte institutionnelle et rentrent dans le champ académique traditionnel. Cependant, elles s’inscrivent généralement dans la continuité des thématiques traitées. C’est ce qui permet d’expliquer la relative homogénéité de ces travaux de recherche. Le thème général en est les comportements d’épargne des ménages. Il se décline en deux axes majeurs, l’un consacré au volume de l’épargne (ou du patrimoine), le second à la structure. Ces deux directions avaient fait l’objet de premières analyses dans le cadre de la thèse de doctorat.

Pour ce qui concerne le premier axe, traité uniquement dans le cas français (Section I), il s’agit dans un premier temps d’apporter une contribution relative aux principales

interrogations qui subsistent encore dans l’analyse des déterminants de l’arbitrage consommation-épargne. Mais l’originalité de notre démarche consiste principalement en la déclinaison de ces déterminants aux différents ratios comportementaux associés à l’effort d’épargne : le taux d’épargne financière et le taux de placements financiers.

En temps que contrainte de flux, ce dernier fait d’ailleurs le lien avec la problématique de la section II, à savoir la question du choix des actifs. Néanmoins, nos choix de modélisation nous ont conduit à traiter prioritairement les stocks, soit l’allocation du patrimoine financier (les flux étant alors calculés en fonction des hypothèses de valorisation). Le modèle macroéconométrique de choix de portefeuille des ménages français, élaboré pour le compte de la CDC, en est la base. Dans les préférences révélées en matière d’allocation, deux sujets ont fait l’objet d’approfondissements. Le premier nous amène à nous concentrer sur les comportements en matière de gestion des portefeuilles de valeurs mobilières, en faisant par exemple appel à la finance comportementale. Mais par ailleurs, puisque la gestion en direct des portefeuilles s’inscrit en recul relatif d’un point de vue macroéconomique par rapport au début de la décennie quatre-vingt, il convient de s’interroger sur le rôle des intermédiaires financiers. De ce point de vue, il apparaît que l’évolution de la part de marché des différentes catégories d’intermédiaires n’est pas sans incidence sur l’allocation finale des patrimoines financiers.

Enfin, la troisième section sera consacrée aux projets de recherche, qui s’inscrivent toujours dans la continuité des thématiques choisies, mais en intégrant une rupture méthodologique.

Ces travaux s’inscriront dans un cadre purement universitaire et, pour deux d’entre eux, permettront d’approfondir sur un plan microéconomique des sujets pour lesquels l’analyse macroéconomique montre certaines limites. Précisément, il sera fait appel au traitement des données de panel pour explorer les comportements des agents dans le cadre de l’épargne salariale. Cette méthode sera également utilisée pour étudier le comportement vis à vis du risque des producteurs de la filière végétale¹. Le troisième projet de recherche relève de la finance de marché. Il s’agit, par un travail statistique et économétrique, de tester la pertinence de la stratégie d’investissement régulier sur le marché boursier français.

1 Le Granem ayant signé un contrat de recherche avec le pôle de compétitivité Végépolys.

Section I. Etudes macroéconomiques de l’accumulation patrimoniale des ménages français

Introduction

L’accumulation patrimoniale est généralement abordée à partir de l’étude de la fonction de consommation, si souvent traitée dans la littérature économique du vingtième siècle et qui, nous le verrons, fait encore l’objet d’approfondissements. Le parti pris de notre démarche a consisté à dépasser cet arbitrage consommation-épargne et à étendre l’analyse aux taux d’épargne financière et de placement financier.

Les différents déterminants mis en évidence pour l’épargne (ou le patrimoine) sont le fruit de raisonnements solides reposant sur des fondements microéconomiques. Ces déterminants affectent-ils de manière homogène les différents emplois que l’épargne autorise ? Précisément, se pose ici le problème du partage de l’épargne entre ses composantes financières et immobilières (encadré) ou, si l’on raisonne en stocks, le partage du patrimoine entre ces deux mêmes composantes. Si cette homogénéité est avérée, pourrait alors être conforté le principe d’indépendance entre les choix consommation-épargne d’une part et les types d’actifs d’autre part.

La question se pose de manière particulière dans la mesure où, sur un plan méthodologique, l’analyse de statistiques et l’intuition se sont pour l’instant largement substitués aux modèles microéconomiques pour y répondre. Bien sûr, il est envisageable de placer cet arbitrage dans le cadre de la théorie du portefeuille, l’immobilier étant alors considéré comme tout autre actif et caractérisé par une espérance de rendement et un risque (Flavin et Yamashita, 1998 ou, pour la France, Lagarenne et le Blanc, 2001). Il semble pourtant que les motivations sous- jacentes à l’acquisition immobilière dépassent ce cadre et sont au contraire caractérisées par une grande diversité, faisant du bien immobilier à la fois un bien d’investissement et un bien de consommation (Granelle, 1998). Notamment, les stratégies dites « familiales utilitaires » impliquent que le choix de l’épargne financière ou de l’investissement immobilier doit également être envisagé dans le cadre du cycle de vie et des différentes contraintes auxquelles les ménages peuvent être confrontés.

Parmi celles-ci, il convient d’accorder une place particulière au crédit, la contrainte de liquidité conditionnant pour une part la dynamique immobilière. Qui plus est, au-delà des

seuls emprunts immobiliers, l’attitude globale des ménages vis-à-vis du crédit permet de cerner la notion de placements financiers (encadré). Or c’est l’accumulation de ces placements qui, avec les phénomènes de valorisation, donne naissance au patrimoine financier brut, dont l’analyse de la composition sera faite dans la seconde section.

Encadré : rappel comptable

C’est par le compte d’utilisation du revenu que l’on décrit le partage du revenu disponible entre consommation et épargne. Précisons qu’il s’agit des dépenses de consommation, c’est à dire celles supportées directement par les ménages. On n’intègre donc pas dans ce poste la part socialisée de la consommation qui résulte de la fourniture par les administrations de services gratuits ou du remboursement d’une partie des dépenses de santé.

Emploi Ressource

- dépenses de consommation - Revenu disponible (RD) - épargne

Cette épargne a deux affectations possibles : l’investissement logement (FBCF logement) et l’épargne financière, d’où le compte de capital simplifié :

Emploi Ressource

- investissement en logements - épargne - épargne financière

On peut ainsi définir le taux d’épargne financière:

Taux d’épargne financière = taux d’épargne - taux d’investissement

L’épargne financière est également appelée la capacité de financement des ménages. Elle correspond concrètement aux placements financiers nets (c’est-à-dire achats moins ventes d’actifs financiers), diminués du flux de crédits nets (soit les nouveaux crédits accordés moins les remboursements) :

Epargne financière = placements financiers nets – crédits nets

Par consolidation, on peut mettre en évidence l’ensemble des ressources des ménages et leur utilisation : RDB + crédits (nets) = consommation + FBCF logement + placements financiers (nets)

Ou bien encore :

Epargne + crédits nouveaux = FBCF logement + remboursements + placements financiers²

A l’exception d’un travail sur le ratio patrimoine brut/revenu disponible brut [39], nos études macroéconomiques du comportement des ménages français ont principalement porté sur les flux, à savoir l’épargne et ses différentes affectations [36] [37]. Elles ont été menées au sein

2 Voir pour une présentation plus détaillée, faisant notamment apparaître l’autofinancement de chaque dépense, Nguyen The Van, 2003.

du Pôle recherche épargne de la CDC (puis CDC IXIS). De manière systématique, l’analyse économétrique a été réalisée par des modèles à correction d’erreur afin de prendre en compte la question de la non-stationnarité des séries³ et pour mieux différencier effets de court terme et effets de long terme. Le taux d’épargne a d’abord fait l’objet d’une estimation à partir de données annuelles [7], extraites essentiellement de la comptabilité nationale, sur la période 1970-1997. Par la suite, afin d’accroître les degrés de liberté et de mieux répondre aux besoins de prévisions et de simulations exprimés par la clientèle du Pôle, nous avons privilégié les données trimestrielles (1980-2000 [36] [37]). C’est à partir de celles-ci qu’ont été estimées les équations du taux d’épargne, du taux d’épargne financière (avec pour alternative la part de l’épargne financière dans le total de l’épargne) et du taux de recours au crédit. Le taux de placement financier, somme des deux ratios précédents, n’a pas été traité économétriquement.

Le montant des placements financiers qui en découle pouvait alors être rapproché de nos prévisions de flux pour chacun des actifs financiers (Section II).

A notre connaissance, la recherche systématique au niveau macroéconomique des déterminants du taux d’épargne du côté de ses contreparties n’a pas fait l’objet de nombreux travaux économétriques et demeure à ce jour une approche originale.

1. L’influence de la démographie

C’est bien évidemment l’hypothèse de cycle de vie de Modigliani (1954,1986) qui a permis de formaliser le lien entre les évolutions démographiques et le taux d’épargne des ménages. Il n’est nullement besoin de rappeler en détail ce concept théorique si souvent présenté.

Rappelons simplement que l’on oppose dans ce cadre le comportement des individus actifs, qui épargnent pour leur retraite, à celui des retraités qui cèdent progressivement leur patrimoine financier afin de maintenir leur niveau de consommation. C’est ainsi qu’une stricte application de la théorie doit se traduire par une influence négative du ratio de dépendance (inactifs/actifs) sur le taux d’épargne macroéconomique.

1.1 Du ratio de dépendance aux classes d’âge

Plusieurs hypothèses ont été avancées pour expliquer l’absence de résultats économétriques probants pendant de nombreuses années (Allard, 1990). Retenons notamment que le comportement binaire décrit par la version de base de la théorie du cycle de vie rend mal

3 Tests de Dickey-Fuller.

compte des réalités observées en France. En effet, le traitement des enquêtes montre d’abord que le comportement d’épargne des actifs est différenciable en fonction de l’âge. Ce sont essentiellement les actifs d’âge mûr qui réalisent une épargne abondante, non seulement parce que leurs revenus atteignent les niveaux les plus élevés de leur carrière, mais aussi parce que sont généralement considérablement réduites les charges d’éducation des enfants. A l’opposé, confrontés à des revenus modestes alors que leurs dépenses d’emménagement et d’éducation⁴ sont importantes, les jeunes actifs n’épargnent que dans une proportion modeste de leur revenu disponible.

Ensuite, même dans les pays où la retraite par capitalisation joue un rôle majeur, on ne lit pas forcément dans les enquêtes un comportement de désépargne de la part des retraités, même si leur taux d’épargne s’inscrit en retrait par rapport à celui des actifs. Ceci est notamment valable en France (enquête Insee « budget des familles » de 1995)⁵. Certes, la critique de Miles (1999), pour qui les individus retraités surestiment largement leur taux d’épargne en considérant la rente versée comme un revenu, sans intégrer dans leur raisonnement la désaccumulation de capital que ce versement engendre, doit être prise en compte. Mais celle- ci s’applique probablement peu au cas français dans la mesure où la proportion de retraités réellement confrontés à une consommation de leur patrimoine est sans doute minoritaire.

Les données de l’Insee montrent également une évolution sensible des composantes de l’épargne (Loisy, 1999) et du patrimoine (Bouscharain et Talon, 2000). Si l’accumulation immobilière est privilégiée durant la première moitié de la période d’activité, avec pour corollaire une dynamique du crédit à l’habitat, le relais est ensuite prix pas l’accumulation financière. Ces informations nous ont conduit à estimer l’importance de variables démographiques sur les différents ratios de flux [37], à partir des données trimestrielles (1980-2000).

1.2 Résultats des estimations économétriques

Les informations émanant des enquêtes incitent à délaisser parmi les variables explicatives le ratio de dépendance pour y substituer des proportions de classe d’âge. Plusieurs de ces classes d’âge ont alors été testées, les équations présentant le meilleur pouvoir explicatif étant retenues. Le rôle moteur des actifs d’âge mûr dans l’accumulation patrimoniale est confirmé

4 Banks et alii, (1994)

5 Loisy (1999), CNCT (2001).

dans les différentes équations économétriques. La part des 40-59 ans dans la population totale est un facteur explicatif positif du taux d’épargne à long terme [7][37] et, plus encore, du taux d’épargne financière [37]. Celle des 40-69 ans exerce une influence du même signe sur le ratio patrimoine/revenu [39]. La progression de ces classes d’âge au cours des dernières années aurait ainsi été un facteur de soutien de ces trois indicateurs depuis le milieu des années quatre-vingt. Quant au poids des jeunes actifs dans la population totale (en l’occurrence, les 25-39 ans), il exerce une influence positive à long terme sur le taux de recours au crédit et négative sur la part de l’épargne financière dans l’épargne totale. Est ainsi confirmée la chronologie des choix des supports d’épargne.

La complexité du comportement des retraités français est mise en évidence à partir de notre première estimation du taux d’épargne [7] sur données annuelles. Il n’a pas été possible de retenir une classe d’âge englobant l’intégralité des retraités. Seule la part des plus de 75 ans dans la population totale exerce une influence négative. Comme nous l’avons souligné, un tel résultat a déjà été observé ailleurs⁶ et va dans le sens de la faible décroissance des courbes de patrimoine après le départ à la retraite régulièrement observée (Masson, 1986). Plusieurs explications complémentaires peuvent alors être avancées. La première repose sur le bon fonctionnement jusqu’à aujourd’hui du régime de retraite par répartition, avec notamment un niveau relatif satisfaisant des pensions versées. La seconde nous conduit à introduire l’incertitude, dont pourrait découler un comportement de précaution (cf. plus loin). Celle-ci concerne évidemment d’abord la durée de vie, mais également le niveau des futures dépenses de santé (Hubbard et alii, 1995). Dès lors, les jeunes retraités ressentent le besoin de réduire leurs dépenses de consommation jusqu’à maintenir un certain niveau d’accumulation. Ce ne serait que lorsque ces dépenses de grande dépendance deviennent effectives (au-delà de 75 ans) que les ménages se trouvent dans l’obligation de réduire leur épargne. Enfin, la troisième explication (Davies, 1988), renvoie à la baisse du coût relatif du temps pour les jeunes retraités qui ont par ailleurs encore les capacités de développer une production domestique se substituant partiellement à l’acquisition de biens et de services.

Au total, les simulations menées à partir de l’année 2002 avaient montré que, ceteris paribus, l’influence de la démographie sur les principaux ratios à l’échéance 2010 se ferait bien

6aux Pays-Bas (Alessie et alii, 1997) et aux Etats-Unis (Kennickell et alii, 2000).

davantage sentir sur le taux de recours au crédit (-) et, dans une moindre mesure, sur les taux d’épargne financière (+) et de placements financiers (-) que sur le taux d’épargne [36].

2. L’épargne de précaution

Envisagée pendant longtemps dans un cadre fisherien, la relation entre l’incertitude entourant les revenus futurs et l’épargne a connu d’importants développements à partir de la fin de la décennie quatre-vingt. Sous l’impulsion notamment de Kimball (1990, 1993), de Deaton (1992) puis de Carroll (1992, 1994, 1997), est ainsi réapparu le concept d’épargne de précaution, défini originellement par Keynes (1936) comme une accumulation de réserves pour « parer à des éventualités imprévues ». En raison d’une présence moins régulière dans les manuels que l’hypothèse de cycle de vie, nous commençons par rappeler les principes de cette approche théorique avant de présenter les résultats de nos expérimentations.

2.1 Développement du cadre théorique

Sur un plan microéconomique, le comportement de précaution découle d’une remise en cause des fonctions d’utilité employées dans la théorie du cycle de vie (Adda, 1995). Précisément, cela revient à rejeter les fonctions d’utilité quadratiques qui ne font dépendre la consommation que de l’espérance de revenu. On y substitue des fonctions CARA (Constant Absolute Risk Aversion) de type exponentielles (Blanchard et Mankiw, 1988, Caballero, 1990) qui, au-delà de la relation consommation-revenu en univers certain, montrent un lien négatif entre la consommation et la variation anticipée des revenus, ou bien encore des fonctions CRRA (Constant Relative Risk Aversion) de type iso-élastiques adaptées aux modèles Buffer- Stock (Arrondel et Masson, 1996, Carroll et Samwick, 1998). Ces fonctions permettent de mettre en évidence non seulement l’aversion pour le risque des ménages (-U″/U’, Pratt, 1964 et Arrow, 1965), mais également leur prudence (U′″/U″, Kimball, 1990, 1993), cette dernière mesurant l’intensité du motif de précaution⁷. Il apparaît ainsi que lorsque le risque sur le revenu (variance) s’élève, les ménages réduisent leur consommation courante, cet effort étant d’autant plus prononcé que leur prudence est grande. Ils accumulent de la sorte un supplément d’épargne dite « de précaution ».

L’apport de Carroll (1992, 1997) est d’associer au comportement de prudence celui d’impatience (soit un taux de préférence pour le présent supérieur au taux d’intérêt). Il en

7 Le choix entre ces deux fonctions s’inscrit dans le cadre d’une discussion sur le caractère constant (fonctions exponentielles) ou décroissant en fonction de la richesse (fonctions iso-élastiques) de la prudence absolue.

résulte que les ménages accumulent sur de relativement courtes périodes un « stock tampon » (Buffer –stock) lorsqu’ils anticipent une instabilité plus grande de leurs revenus, donc une plus forte volatilité. Ce renoncement à la consommation courante est dominant tant que le ménage est dans la première phase de sa vie active car par la suite, même avec un taux d’épargne peu élevé durant les premières années, il peut avoir accumulé un patrimoine suffisant pour être en mesure de faire face à une baisse temporaire de revenu (Carroll, 1994)⁸. Il adopte alors un profil d’accumulation pour le retraite plus en adéquation avec le modèle de Cycle de vie (Carroll, 1997, Gourinchas et Parker, 2001).

De la sorte, est définie une troisième voie entre l’approche keynésienne et le modèle dominant du cycle de vie/revenu permanent. En effet, contrairement à l’approche keynésienne, les ménages n’ignorent pas le futur, mais par ailleurs leur consommation ne peut être entièrement expliquée par le niveau (certain) des revenus futurs puisque c’est au contraire la volatilité qui importe. Ce modèle permet par ailleurs de fournir une interprétation à un fait stylisé observé pour une forte proportion de jeunes ménages américains : le parallélisme entre revenu et consommation, avec une faible accumulation d’épargne sur une grande partie du cycle de vie, mais pas d’endettement contrairement à ce que prédit la théorie du revenu permanent (Deaton, 1992). Si l’individu n’a pas recours à l’emprunt pour lisser ses dépenses de consommation en période de risque sur le revenu élevé, ce n’est pas nécessairement en raison d’une contrainte de liquidité (Deaton, 1991, cf. plus loin), mais par prudence.

Même s’il convient probablement d’aller au-delà de cette simple relation en incorporant notamment le problème des dépenses de santé dont celles liées à la grande dépendance, c’est initialement le risque sur le revenu qui fut considéré comme le principal facteur explicatif de l’épargne de précaution. Or les plus grandes fluctuations des revenus des ménages surviennent avec le chômage (Carroll, 1992). Dès lors, l’effort d’épargne de précaution est en grande partie soumis à condition : celle de l’absence d’un système parfait d’assurance chômage (Carroll, 1992, Hubbard, Skinner et Zeldes, 1995).

8 Ce dont rendent compte les fonctions d’utilité iso-élastiques, à savoir une aversion absolue pour le risque et une prudence absolue décroissantes lorsque la richesse s’élève.

Au niveau international, les estimations de l’intensité du comportement de précaution laissent entrevoir un spectre de résultats particulièrement étendu⁹. La principale difficulté rencontrée pour tester cette hypothèse tient à l’élaboration d’indicateurs pertinents relatifs à la perception par les ménages de leur exposition au risque. Sur un plan théorique (Carroll et Samwick, 1998), la stricte application du concept d’épargne de précaution autorise l’utilisation d’un seul type de mesure : une prime « Equivalent Precautionary Premium » (EPP) qui compense l’effet du risque sur l’utilité marginale espérée de la consommation, reflétant l’aversion pour le risque et le comportement de prudence (Kimball, 1990).

Pour des raisons pratiques évidentes, cette prime a souvent été remplacée par des mesures de la variance du revenu (Carroll et Samwick, 1998). Mais des instruments très divers ont été élaborés dans cette optique. En adoptant une démarche microéconomique, un certain nombre d’enquêtes ont été menées, qui permettent d’évaluer une exposition au risque pesant sur les revenus ou le ressentiment de cette exposition, par exemple via les anticipations de périodes de chômage. Citons ainsi les travaux de Guiso, Jappelli et Terlizzese (1992) pour l’Italie, ceux de Carroll (1994) pour les Etats-Unis grâce au Panel Study of Income Dynamics (PSID) ou plus récemment, ceux de Lusardi (2000) qui utilise également pour les Etats-Unis des informations recueillies dans le Health and Retirement Study (HRS) concernant notamment les anticipations de probabilités de pertes d’emploi pour construire une mesure de la variation des revenus¹⁰.

Au niveau macroéconomique qui est nôtre, suite notamment aux travaux de Malley et Moutos (1996), la plupart des études ont privilégié le taux de chômage comme mesure de l’incertitude sur le revenu plutôt qu’une improbable anticipation de la volatilité des revenus futurs (car se pose alors le problème de la concentration des risques, Blanchard et Mankiw, 1988). Il faut dire qu’au-delà de l’impact direct pour les individus touchés par le chômage, une dégradation du marché du travail peut être vue à la fois comme une augmentation de la probabilité individuelle de connaître une période de chômage, mais également comme le signe plus global d’une pression sur les salaires, voire d’un accès plus difficile au marché du crédit¹¹.

9 Sans parler des tests négatifs, les estimations varient de 2% de la richesse nette accumulée dans une optique de précaution (Guiso, Jappelli et Terlizzese, 1992) à près de 50% (Carroll et Samwick, 1998), soit, dans ce dernier cas, un niveau proche des simulations les plus optimistes (Skinner, 1988, Caballero, 1991).

10 Des informations de ce type sont d’autant plus importantes que Stephens (2003) montre que les anticipations de pertes d’emploi représentent un bon indicateur avancé des pertes d’emploi effectives (mais, dans le cas de cette étude, sans pouvoir prédictif important d’une baisse de la consommation).

11 Ces différents points n’étant pas forcément validés par les études expérimentales (Malley et Moutos, 1996).

En tentant d’affiner le concept, il a été observé que le comportement de précaution ne touche probablement pas de manière homogène l’ensemble des dépenses de consommation. Le report des achats ne devrait en effet pas s’effectuer prioritairement sur les biens de consommation courante pour lesquels les effets d’habitude doivent jouer davantage (Maley et Moutos, 1996, Dunn, 1998). Ces études confirment ainsi le caractère pro-cyclique des dépenses d’équipement de la maison ou d’automobiles. Au-delà, dans les travaux de recherche anglo- saxons, il est courant de voir l’acquisition de biens immobiliers traitée comme une dépense de consommation en biens durables. Formellement, l’analyse de la consommation des biens durables peut également s’effectuer dans le cadre des modèles d’ajustement {S,s} qui, bien qu’originellement rapprochés de la théorie du cycle de vie/ revenu permanent¹² (Bar-Ilan et Blinder, 1988), trouvent un complément intéressant dans l’épargne de précaution (Carroll et Dunn, 1997). Appliqué à l’investissement en logement, on explique qu’en période de récession, lorsque le risque sur le revenu est élevé, l’écart entre le niveau désiré (S) de patrimoine immobilier et le seuil de déclenchement de l’acquisition (s) s’agrandit en raison de la baisse de s, les ménages privilégiant la détention d’une épargne financière de précaution.

Dunn (1998) montre ainsi, sur données d’enquête U.S et à partir d’une estimation Probit, un report des dépenses immobilières lorsque les risques de perte de revenus s’élèvent. Pour une part, ce qui est en jeu ici est le caractère illiquide du bien immobilier. Carroll, Dynan et Krane (1999) observent par exemple un comportement de précaution plus important chez les propriétaires que chez les locataires.

Malgré quelques réserves quant à l’intensité de l’effet, il convient sur un plan analytique de retenir de cette approche trois résultats en opposition avec les conclusions standard de la théorie du cycle de vie :

- le ratio patrimoine/revenu est plus faible que ce que prédit la théorie du cycle de vie (Carroll et Samwick, 1997, Bouscharain et Talon, 2000) puisque, en raison de l’impatience des agents, il n’y a pas d’accumulation massive d’épargne retraite sur longue période¹³;

- comme nous l’avons dit, le comportement de précaution touche surtout les plus jeunes actifs en raison à la fois d’une incertitude forte quant à l’évolution du marché du

12 HCV/RP

13 Les simulations de Carroll, 1997, sont d’ailleurs peu conciliables avec les niveaux de ce ratio observés notamment aux Etats-Unis, peut-être parce qu’il envisage également une rapide désaccumulation pendant la retraite.

travail et de la faiblesse de leur richesse (Dunn, 1998, Gourinchas et Parker, 2001¹⁴), donc à des âges où l’épargne ne serait pas forcément accumulée en univers certain. Par ailleurs, on retrouve ce comportement chez les retraités en raison cette fois de l’incertitude entourant la durée de vie et le montant des dépenses de grande dépendance (Deaton, 1992, Lusardi, 2000), ce qui nous renvoie à la faible désaccumulation des retraités évoquée précédemment ;

- contrairement aux conclusions des modèles d’inspiration keynésienne ou néo- classique qui se rejoignent sur ce point, le taux d’épargne est contra-cyclique puisque les périodes de conjoncture basse impliquent une aggravation de l’incertitude entourant les revenus futurs. Au contraire, la dépense d’investissement en logement marquerait un caractère pro-cyclique.

2.2 La place pour l’épargne de précaution en France

Au-delà des enquêtes portant sur les motivations d’épargne¹⁵, c’est ce caractère contra- cyclique du taux d’épargne qui a donné lieu en France aux premières études sur l’épargne de précaution au cours de la décennie 90. Dans un contexte de croissance atone, on assiste en effet pendant quelques années à une montée concomitante du taux d’épargne et du taux de chômage. Les premières estimations macroéconométriques ont permis d’initier le débat sur ce thème (Bonnet et Dubois, 1995, Sicsic et Villetelle 1995). Mais les interrogations portant sur la nature et l’intensité du comportement de précaution en France ne sont pas totalement levées, en dépit des travaux plus récents menés par les économistes de l’Insee (2002). Dans un premier temps, la variable taux de chômage introduite dans leur fonction de consommation présente un coefficient non significatif. Néanmoins, deux spécifications de ces travaux permettent d’aller plus loin dans l’analyse. Tout d’abord, confirmant en cela les études américaines mentionnées plus haut, il apparaît que certaines dépenses de consommation, en l’occurrence celles en produits manufacturés, sont plus sensibles que d’autres au taux de chômage : ce sont bien celles qui sont prioritairement réduites lorsque le chômage s’élève. Par ailleurs, se pose la question de la pertinence de la variable taux de chômage pour rendre compte du comportement de précaution. Explorant à nouveau le comportement de consommation globale, les auteurs montrent que l’introduction du solde d’opinion sur leur

14 En univers incertain, on suppose que la fonction de consommation est croissante et strictement concave (avec les revenus futurs actualisés et les liquidités déjà accumulées) et non pas linéaire comme dans la version de base du Revenu permanent.

15 Voir encore récemment (2005) l’enquête TNS Sofres pour ING, qui place en tête des objectifs d’épargne des ménages français « mettre de côté par précaution, au cas où ».

niveau de vie passé (six mois)¹⁶ qui révèle pour une part le moral des ménages et que l’on suppose posséder un certain pouvoir prédictif des anticipations, améliore la qualité de l’estimation. Les informations fournies par les soldes d’opinion, qui présentent l’avantage d’être disponibles au niveau macroéconomique, rendent évidemment compte des craintes des individus et sont ainsi un substitut possible à des variables observées comme le taux de chômage. En ce sens, l’estimation de l’Insee apporte des informations complémentaires.

Pourtant, l’introduction dans l’équation du solde d’opinion sur le niveau de vie passé ne nous semble pas apporter des renseignements suffisamment précis pour justifier un comportement de précaution. Les questions portant explicitement sur le taux de chômage ou encore l’indicateur résumé du solde d’opinion, qui ont été testés avec moins de succès, permettraient de s’approcher davantage du concept¹⁷.

Les tests économétriques que nous avons menés aboutissent à des résultats convergents pour une part puisqu’ils vont globalement dans le sens d’un comportement de précaution, mais contrastés pour l’autre. Pour ce qui concerne le taux d’épargne [37], nous aboutissons à un résultat proche de celui de Beffy et Monfort [2003], avec la présence du taux de chômage uniquement dans l’équation de court terme. De la sorte, c’est bien le comportement de ménages prudents et impatients décrit par le modèle Buffer Stock qui s’impose comme la référence, avec par exemple une élévation sur une courte période de l’effort d’épargne lorsque le risque de chômage s’aggrave. La contradiction vient du fait que l’absence d’effet sur le flux d’épargne à long terme semble s’opposer aux résultats obtenus par ailleurs lors de l’estimation du stock de richesse [39]. Le ratio patrimoine brut/revenu serait sensible, à long terme, au taux de chômage. Il aurait été souhaitable de mener des investigations complémentaires pour étudier cette apparente contradiction, dont l’explication ne provient sans doute pas du seul décalage temporel quant à la période d’estimation (1972-1997 au lieu de 1980-2000), mais peut-être également des effets de valorisation des composantes du patrimoine.

La déclinaison du principe de précaution du côté des contreparties du taux d’épargne permet de mettre en évidence des résultats complémentaires. Les estimations menées [37] montrent clairement que l’incidence du taux de chômage sur la répartition de l’épargne est bien plus robuste que celle sur le taux d’épargne lui-même¹⁸. En effet, qu’il s’agisse de l’équation du

16 Enquête de conjoncture auprès des ménages (Insee).

17 Ces spécifications seront testées dans le cadre des choix de portefeuille (section II)

18 Cf. section I, 2.2.

taux d’épargne financière ou de la part de l’épargne financière dans l’épargne totale, le taux de chômage apparaît à la fois à court et à long terme (avec un phénomène de sur-réaction).

Ainsi, la prudence des ménages s’exprime par une réduction des dépenses d’investissement en logement lorsque les risques pesant sur les revenus futurs s’élèvent et par une sur- accumulation d’épargne financière.

Allant de pair avec cette réduction de l’effort d’investissement, le taux de recours au crédit est également influencé (négativement) par l’aggravation du chômage. Mais le recul du crédit à l’habitat n’est pas la seule explication envisageable. Les travaux sur l’épargne de précaution menés par Carroll et Deaton justifient que les crédits de trésorerie soient également touchés, soit que les ménages prudents renoncent par eux-mêmes à s’endetter pour financer leur consommation, soit que le crédit bancaire soit rationné en raison de l’élévation du risque de non-remboursement¹⁹.

Enfin, le taux de placement financier, contrepartie du taux d’épargne financière et du taux de recours au crédit, subit les effets différenciés du taux de chômage sur ces deux grandeurs. Il semble en résulter une insensibilité de ce taux aux variations du chômage : en termes de placements financiers, il n’y aurait donc pas d’effet volume. Il reste à savoir si, comme certains arguments théoriques le précisent, des effets de substitution entre actifs financiers apparaissent²⁰.

3. La contrainte de liquidité

Simple à mettre en évidence dans un modèle fisherien à deux périodes, l’influence positive du rationnement du crédit sur le taux d’épargne a fait l’objet d’analyses approfondies dans le cadre de HCV/RP puis de l’épargne de précaution.

3.1 L’influence non ambiguë sur le taux d’épargne

Les contraintes de liquidités se manifestent dès lors qu’un agent est empêché d’emprunter à un taux égal à celui qui rémunère ses placements (Charpin, 1989). Elles peuvent donc être purement quantitatives -liées par exemple à des rigidités institutionnelles ou réglementaires- ou bien liées à des phénomènes de coûts -créées par l’ampleur des marges bancaires ou par une évolution de la fiscalité associée au crédit qui permet de réduire cette marge (Jappelli et

19 La différenciation des effets respectifs sur les deux formes principales de crédit n’a pas fait l’objet d’estimation.

20 Cf. la notion de tempérance présentée dans la seconde section.

Pagano, 1989). Cette dualité conduit Lecarpentier et alii (2001) à introduire une autre distinction entre les contraintes exogènes occasionnées par le faible développement du marché du crédit et les contraintes endogènes variables en fonction du degré d’asymétrie d’information entre prêteurs et emprunteurs, l’offre de crédit étant fonction de la perception du risque de défaut.

Outre le fait qu’elle induise un surplus d’épargne, la contrainte de liquidité a pris une place importante dans la littérature parce qu’elle apporte un éclairage sur le débat revenu courant versus revenu permanent. Sans revenir à la fonction de consommation keynésienne, le rationnement du crédit redonne, même dans le cadre HCV/RP, du pouvoir explicatif au revenu courant qui, sur certaines périodes, joue son rôle de contrainte budgétaire et devient alors plus important que le revenu permanent (Zeldes, 1989). Il en résulte une impossibilité pour certains ménages de lisser leurs dépenses (Campbell et Mankiw, 1991) et la consommation macroéconomique serait fonction de la proportion de la population touchée et de l’ampleur de leur contrainte. Parallèlement, cette approche permettrait encore de réconcilier les résultats microéconomiques et macroéconomiques, les premiers montrant qu’une partie significative des agents détermine son niveau de consommation en fonction du revenu courant. Or les tests économétriques menés sur les données d’enquête semblent indiquer que, pour une part, il s’agit également des populations les plus rationnées en matière de crédit, notamment les plus modestes (Hayashi, 1997, dont les jeunes²¹) et les plus âgés en raison de leur faible espérance de vie (Mariger, 1987).

L’environnement théorique fourni par HCV/RP n’est probablement pas le plus approprié pour approfondir la problématique de l’influence du rationnement du crédit sur le taux d’épargne, parce que l’individu représentatif en activité est patient, qu’il entreprend d’accumuler un patrimoine très tôt dans son cycle de vie et que de la sorte, il se présente davantage comme prêteur net que comme emprunteur. C’est une des raisons pour lesquelles, à la suite des travaux de Deaton (1991, 1992), la contrainte de liquidité est depuis quelques années

21 Dans le cas français, l’estimation du CREP de taux d’endettement par classe d’âge réalisée pour l’année 1995 montre quand même un profil d’endettement relativement conforme à la théorie du cycle de vie, le point haut étant observé pour la plus jeune classe d’âge : les moins de trente ans (CNCT, 2001). Mais, comme nous le verrons, cette photographie est prise au milieu d’une période durant la quelle les contraintes de liquidité sont très modestes dans notre pays.

essentiellement envisagée dans le cadre d’une interaction avec l’épargne de précaution²². Cette interaction prend trois formes (Carroll et Kimball, 2001). La première, et la plus connue, est que contrainte de liquidité et comportement de précaution produisent des effets similaires sur les dépenses de consommation. Les deux phénomènes amènent à la constitution de stocks tampons sur de courtes périodes en raison de l’impatience des individus (Deaton, 1991) ou, ce qui revient au même, de leur faible horizon de prévision (Mariger, 1987)²³. Les deux suivantes montrent qu’en introduisant une dimension temporelle, des interactions subtiles se créent. De manière concomitante, les ménages prudents doivent d’autant plus accumuler une épargne de précaution qu’ils anticipent une future période de rationnement du crédit. De ce point de vue, l’un des deux effets renforce l’autre (Deaton, 1992). Mais Carroll et Kimball montrent également qu’un effet peut en masquer un autre. Ainsi, un ménage prudent et prévoyant, qui anticipe l’apparition d’un plus fort rationnement du crédit en t+1, accumulera une épargne de précaution en t. De la sorte, la contrainte de liquidité, sensée se renforcer en période de crise économique en raison de l’accroissement des risques de défaut, n’interviendra pas. En ce sens, le rationnement du crédit n’aura, en tant que tel, un effet sur la consommation courante que pour les ménages qui ne l’ont pas anticipé ou qui n’ont pas été en mesure d’y faire face (en raison essentiellement de revenus insuffisants). Carroll et Dunn (1997) considèrent ainsi que l’une des conséquences surprenantes de la libéralisation financière aux Etats-Unis fut le renforcement du comportement de précaution.

3.2 Les conséquences de la libéralisation financière en France

De nombreuses études empiriques ont confirmé le rôle des contraintes de liquidité aux Etats- Unis et dans le cadre de comparaisons internationales, que ce soit à partir du traitement d’enquêtes (Mariger, 1987, Gross et Souleles, 2001) ou, ce qui peut paraître plus difficile en raison des problèmes d’agrégation²⁴, au niveau macroéconomique (Jappelli et Pagano, 1989, Bayoumi, 1993, Bacchetta et Gerlach, 1997, Lecarpentier et alii, 2001)²⁵. En France, la question se pose avec d’autant plus d’intensité qu’à la suite du désencadrement du crédit

22 L’autre raison essentielle étant que les deux concepts (contrainte de liquidité et épargne de précaution) sont utilisés pour apporter des réponses aux faits stylisés de l’économie américaine, notamment, nous l’avons dit, à la sensibilité des dépenses de consommation au revenu courant régulièrement observée.

23 Ce qui explique certaines confusions dans l’interprétation des résultats ou dans le choix des variables pertinentes : Flavin (1985) retient par exemple comme indicateur de la contrainte de liquidité le taux de chômage (voir aussi la controverse Bonnet et Dubois/Sicsic et Villetelle, 1995).

24 Si plusieurs estimations ont montré qu’une proportion significative de la population était soumise au rationnement du crédit (environ 20%), il s’agit en général d’une partie de la population consommant peu (voir, pour ce problème, Deaton, 1992).

25 Voir, pour une large revue, Adda, 1995 et Hayashi, 1997.

(1986), on a pu assister pendant quelques années à un premier épisode de hausse sensible de l’endettement, notamment celui lié aux dépenses de consommation. Chapeaux et Mouillart (1999) ont d’ailleurs observé le développement de nouveaux comportements vis-à-vis du crédit, que le desserrement de la contrainte de liquidité a autorisé, tels l’endettement pour faire face aux accidents de la vie ou l’endettement à la consommation « fin de mois ». Par ailleurs, l’évolution du nombre de dossiers de surendettement est sans doute une conséquence et donc un autre signe du desserrement de cette contrainte.

De manière rigoureuse, l’intensité de la contrainte de liquidité en France a récemment fait l’objet d’une estimation (Lecarpentier et alii, 2001) à partir d’une méthodologie développée par Bacchetta et Gerlach (1997). S’il s’agit d’une tendance s’inscrivant dans le long terme, les auteurs confirment que le phénomène est particulièrement intense entre 1986 et 1991. A la suite des travaux de Ostry et Levy (1995), on évoque généralement deux conséquences à ce recul de la contrainte de liquidité dans notre pays : une sensibilité plus forte de la consommation aux taux d’intérêt (l’effet de substitution l’emportant) et un abaissement permanent du taux d’épargne puisque certains ménages peuvent désormais avoir un taux d’épargne négatif. Précisons néanmoins que, malgré l’épisode de la fin des années quatre- vingt faisant suite au désencadrement du crédit ou encore la forte hausse des crédits à l’habitat au début de la décennie 2000, le taux de recours au crédit ne peut être qualifié de structurellement élevé en France. Notamment, les crédits à court terme semblent beaucoup plus développés aux Etats-Unis (recours plus systématique aux cartes de crédit) ou, plus près de nous, au Royaume-Uni et aux Pays-Bas²⁶.

La question du rationnement du crédit n’a pas fait l’objet d’approfondissements de notre part à ce stade de l’analyse, alors que se pose encore la question du choix de la variable pertinente au niveau macroéconomique²⁷. Dans la lignée des travaux de Bacchetta et Gerlach (1997), une première démarche [7] a consisté à introduire dans l’équation macroéconométrique du taux d’épargne une variable quantitative des crédits accordés²⁸. Comme attendu, une élévation du montant de ces crédits permet aux ménages de réduire leur effort d’épargne, ce

26 Cf. les mises en perspective régulièrement opérées par l’Observatoire de l’Epargne Européenne (OEE).

27 Bacchetta et Gerlach (1997) proposent deux types d’indicateurs macroéconomiques pouvant servir de mesure de l’intensité du rationnement du crédit : la quantité de crédit accordée et le spread entre les taux débiteurs et les taux créditeurs. Pour ces auteurs, la seconde variable n’est pas statistiquement pertinente dans le cas français (voir aussi section II). Par ailleurs, dans le cadre de comparaisons internationales (Jappelli et Pagano, 1989), d’autres indicateurs de rationnement sont susceptibles d’être utilisés, comme le niveau minimum d’apport personnel pour l’investissement immobilier ou bien encore les incitations fiscales à l’endettement.

28 Des spécifications plus complexes ont été proposées par Ostry et Levy, 1995, ou par Bonnet et Dubois, 1995.

desserrement de la contrainte de liquidité n’étant sensible qu’à court terme. Le principal inconvénient de cette méthode est que, comme nous l’avons vu (encadré), le taux d’épargne et le taux de recours au crédit sont reliés comptablement. Dès lors, suivant en cela la démarche adoptée par l’Insee (2001), dans une seconde estimation nous avons substitué à une variable quantitative du crédit une variable muette valant 1 de 1986 à 1990, soit au moment où l’accès au crédit pour les ménages, notamment les crédits à la consommation, fut libéré et massivement suscité par les établissements. L’hypothèse de la contrainte de liquidité fut à nouveau confirmée, cette dummy coexistant dans l’équation avec le taux de chômage, révélateur d’un comportement de précaution.

4. Les effets de richesse

Appliqués à l’arbitrage consommation-épargne des ménages, les effets de richesse ont une influence généralement jugée modeste. Rappelons qu’il s’agit d’envisager l’influence des prix des actifs immobiliers ou financiers sur le taux d’épargne.

4.1 Les enchaînements théoriques

En toute logique, en raisonnant par exemple dans le cadre de HCV/RP, les gains patrimoniaux doivent conduire à une réduction de l’effort d’épargne puisqu’ils impliquent un supplément de ressources que les ménages affectent à une augmentation de leur consommation courante et future. C’est ainsi que l’on définit l’effet de richesse au sens strict. Mais par ailleurs, le mécanisme de transmission de l’effet de richesse transite également de manière indirecte par le canal du crédit : la hausse des prix des actifs, en augmentant la valeur des garanties (collateral) et en réduisant par-là même les coûts liés à la selection adverse, desserre la contrainte de liquidité. Enfin, en prolongeant le raisonnement de Poterba (2000), on peut s’interroger sur l’existence éventuelle d’un second effet indirect : la progression des prix des actifs (notamment boursiers) entraînant une hausse des ressources fiscales dont l’assiette est composée des actifs patrimoniaux, ceci contribuerait à réduire les déficits budgétaires et donc l’effort d’épargne des ménages attribué au principe d’équivalence ricardienne.

Les effets de richesse sont susceptibles de se révéler au niveau de la valorisation globale du patrimoine. Cependant, il peut là encore s’avérer judicieux de décomposer ce patrimoine entre sa partie financière et sa partie immobilière. En effet, ce n’est pas seulement parce que la divisibilité et la liquidité des biens immobiliers ne sont évidemment sans aucun rapport avec celles des actifs financiers que ces biens immobiliers sont susceptibles de faire l’objet d’un

traitement spécifique. Certes, une élévation de leurs prix contribue à accroître la valeur totale du patrimoine mais cette hausse des prix de l’immobilier impose également un supplément de ressources préalables à l’acquisition. Ceci concerne les primo-accédants qui doivent accroître leur effort d’épargne avant l’acquisition, mais également ceux qui cèdent leur résidence principale pour en acheter une nouvelle puisque les plus-values réalisées lors de la vente de leur logement risquent de se trouver effacées par le prix plus élevé qu’il faudra payer pour cette nouvelle acquisition. Par ailleurs, la perception même de l’évolution de la valeur du bien immobilier est en cause (évaluation moins fréquente que pour les actifs financiers). Il s’ensuit que l’effet de richesse est susceptible d’être plus important pour les actifs financiers que pour les biens immobiliers. C’est l’une des raisons pour lesquelles, afin de ne pas minorer un effet richesse qui pourrait être essentiellement dû aux variations des prix des actifs financiers, des tests économétriques variés ont été menés. Dans une optique de revenu permanent, parmi les variables explicatives, on associe généralement au revenu courant le ratio patrimoine sur revenu. Mais ce ratio peut également être décomposé entre ses deux ou trois composantes principales. Enfin, des indices de prix (immobilier, cours des actions…) sont également testés (Houizot et alii, 2000²⁹).

Quelle que soit la valeur explicative sélectionnée, notons que la principale difficulté rencontrée lors des tentatives de validation de ces effets tient à leur dilution dans le temps (Poterba, 2000). Si les conséquences d’un fort effet de valorisation des actifs patrimoniaux tardent à se faire sentir ou se répartissent sur un grand nombre de périodes (avec donc des phénomènes de compensation), l’économétrie, en dépit des avancées dans ce domaine, peine à confirmer l’existence d’effets de richesse.

4.2 Une sensibilité récente des ménages français ?

L’effet de richesse a rarement été décelé en France et beaucoup des fonctions de consommation publiées traduisent le scepticisme de certains économistes (Sterdyniak, 1987, Bonnet et Dubois, 1995, Grunspan et Sicsic, 1998). Pourtant, quelques expérimentations récentes aboutissent à des résultats convergents vers un faible effet. Une double argumentation que nous qualifierons de réglementaire et de conjoncturelle peut être proposée.

29 La supériorité présumée de la propension marginale à consommer la richesse financière sur celle à consommer la richesse immobilière a été plusieurs fois confirmée dans le cas américain. Il ne s’agit cependant pas d’un argument universel. Houizot et alii (2000) enregistrent une hiérarchie inversée au Royaume-Uni où la richesse immobilière est le premier constituant de la richesse totale et donc où le ratio patrimoine/revenu aurait été fortement influencé par la bulle immobilière de la fin des années quatre-vingt puis son éclatement.

Pour ce qui relève du premier aspect, il a été avancé (Boone, Girouard et Wanner, 2001) que la vague de libéralisation financière aurait créé les conditions d’un renforcement de l’effet de richesse. D’une part, cette libéralisation financière aurait favorisé la restructuration des patrimoines au détriment des actifs immobiliers et des actifs liquides et en faveur des titres.

D’autre part, allant de pair avec le recul des actifs liquides, le recours au crédit des ménages aurait été, du point de vue institutionnel (cf. ci-avant), facilité. Quant au second point, la période qui nous conduit du début de la vague de libéralisation financière à aujourd’hui a été marquée par de nombreux épisodes de très fortes valorisations/dévalorisations aussi bien sur les marchés immobiliers (création puis éclatement de la bulle en 1990, puis nouvelle forte hausse depuis 1998) que sur les marchés financiers (chocs ponctuels en 1987 et 1993, envolée des cours de 1998 à l’été 2000, puis très forte contraction dans le sillage des valeurs de la nouvelle économie jusqu’en 2003, suivi d’un nouveau cycle très marqué). Dès lors, le ratio patrimoine/revenu, quoi que tendanciellement haussier depuis plus de vingt ans, enregistre un taux de croissance fortement volatil depuis le milieu de la décennie quatre-vingt [39].

De manière assez classique, c’est ce ratio richesse nette/RDB qui a été testé avec succès dans l’équation du taux d’épargne des ménages français sur données annuelles [7], son influence, évidemment négative, se révélant à long terme. Nos résultats aboutissent à une estimation de la propension à consommer la richesse légèrement inférieure à 2%³⁰, ce qui se situe dans la fourchette basse des résultats des expérimentations récentes (Beffy et Monfort, 2003) et en deçà des différentes estimations sur données américaines (3 à 5%), ce qui n’est en soi pas surprenant.

En effet, les études comparatives (Boone, Giorno et Richardson, 1998, Boone, Girouard et Wanner, 2001, Beffy et Monfort, 2003) insistent généralement sur le faible niveau de l’effet de richesse en France comparativement aux Etats-Unis en dépit de la libéralisation financière.

Les trois arguments présentés ci-avant sont traditionnellement repris :

- Le patrimoine immobilier demeure relativement plus important en France. Or d’une part, il n’a pas subi de variations de prix de la même amplitude que le patrimoine financier et, d’autre part, pour la grande majorité des ménages, il n’est constitué que de la résidence principale, ce qui pose le problème mentionné précédemment de la perception des plus-values et de leur utilisation.

30 Cette propension, variable dans le temps, est estimée en 1997 en tenant compte d’un ratio patrimoine/revenu valant 5.89.

- La structure du patrimoine financier diffère singulièrement entre les deux pays. Si les ménages français ont considérablement accrû la part de leurs actifs non monétaires dans leur patrimoine financier depuis 25 ans [12][18], ce réaménagement s’est essentiellement traduit par l’acquisition d’actifs non risqués (contrats d’assurance-vie en francs puis en euros, PEL…). A ce jour, l’exposition aux risques des marchés d’actions de leur patrimoine financier demeure très inférieure à celle des ménages américains (dans des proportions de 1 à 2, Commissariat Général du Plan, 2002, voire de 1 à 3 [3][5]). En sus, les taux de détention sont fortement contrastés³¹, Sterdyniak (1987) relevant que la détention d’actions se concentre en France sur une faible proportion de ménages, probablement peu sensibles à leur contrainte budgétaire.

Notons que cette remarque perd quelque peu de sa pertinence à partir des privatisations de 1986/1987 pour la détention directe et de la montée en puissance des investisseurs institutionnels pour ce qui concerne la détention indirecte ([3][5]). Par ailleurs, les phénomènes de concentration, quoi que d’une ampleur différente, sont également flagrants aux Etats-Unis (Poterba, 2000).

- Enfin, la troisième raison avancée réside dans les comportements d’offre de crédit des banques. Aux Etats-Unis, l’attribution d’une ligne de crédit à la consommation peut se fonder sur des garanties dont la richesse, et notamment la richesse immobilière, fait partie (equity withdrawal). On sait qu’en France, l’emprunt hypothécaire est réservé à l’immobilier et ce sont davantage les revenus qui sont pris en considération. Sont ainsi posés à nouveau les difficiles problèmes de la mesure du rationnement du crédit [43].

Terminons en précisant que cet effet n’a pas été confirmé par les estimations sur données trimestrielles.

Conclusion

Au total, il ressort de nos estimations que les principaux cadres théoriques trouvent un certain écho dans l’explication des comportements macroéconomiques des ménages français. Ainsi, le taux d’épargne semble être soumis à l’influence des changements démographiques, aux risques pesant sur les revenus, aux évolutions des prix des actifs patrimoniaux et aux contraintes de liquidité. Mais pour ce qui concerne les deux premières variables explicatives,

31 Cf. les Enquêtes Patrimoine de l’Insee ou les enquêtes TNS Sofres pour la France et les Consumer Survey of Finance pour les Etats-Unis (notamment, Kennickel et alii, 2000, qui présentent des taux de détention directe et indirecte).

leur influence se fait bien davantage sentir sur le taux d’épargne financière. Enfin, nous n’avons pu observer l’influence de la démographie que sur le taux de placement financier.

Section II. Analyse des comportements en matière de gestion des patrimoines financiers

Introduction

Notre analyse de la répartition des flux et des stocks de placements financiers des ménages a, le plus souvent, été menée dans le cadre national. Néanmoins, plusieurs travaux intègrent la dimension européenne voire, plus rarement encore et essentiellement en raison de la référence américaine, mondiale. Les périmètres géographiques ont largement été dictés par l’environnement institutionnel de ces études.

Ainsi, une première série d’articles repose sur le modèle macroéconométrique des choix d’allocation du patrimoine financier des ménages français conçu et développé en collaboration avec M.Boutillier pour le compte du groupe de la Caisse des dépôts et consignations (FOE) de 1997 à 2003 [9]. Destiné en interne à la Direction des fonds d’épargne (DFE) et à la Caisse nationale de prévoyance (CNP), son objet était de permettre la réalisation d’exercices de prévision et de simulation [53] à court et moyen terme, après élaboration de scénarii économiques et financiers [18] ou en s’appuyant sur des projections démographiques [36].

Entamée dans ce même environnement [43][40][38][35][52][24][54][59][2], l’étude des portefeuilles de valeurs mobilières des ménages français trouve un prolongement dans le cadre d’une commande de l’Autorité des marchés financiers sur ce thème [28][29][31][33][34]. L’objectif est alors de nourrir le débat au moment de la création de l’Institut pour la formation financière du public (IEFP) et de contribuer à la réflexion sur la protection des épargnants et la réglementation des fonds.

Ces deux séries d’études, qui feront l’objet des deux premiers points de cette section, ont en commun de s’inscrire dans le prolongement de la thèse de doctorat dans la mesure où nous dépassons le cadre normatif de la théorie du portefeuille, peu à même de décrire les comportements macro et microéconomiques observés. Dans le premier cas, nous reprenons l’idée d’une adoption progressive de l’actif nouvellement mis à disposition des ménages [1], [25], ce qui est une négation du caractère atemporel du modèle de Markowitz. Dans le second,