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AuteurSandy FRÉRET du même auteur

Introduction

Depuis le modèle de WILDASIN (1988) ainsi que celui de BESLEY et CASE (1995), l’étude des interactions horizontales entre les gouvernements locaux est devenue un sujet récurrent en économie publique. Depuis 10 ans, la littérature empirique correspondante n’a cessé de s’étoffer. Plus précisément, les travaux empiriques reposent sur le constat suivant : la fonction de réaction d’un gouvernement local dépend de ses caractéristiques mais aussi des choix effectués par les autres gouvernements locaux, et plus particulièrement, les gouvernements locaux voisins.

2 Ce constat découle directement des modèles de concurrence fiscale et de concurrence politique par comparaison. Les modèles de concurrence fiscale tel que celui exposé par WILDASIN (1988) repose sur l’hypothèse de mobilité des facteurs et/ou des agents. Selon cette hypothèse, les gouvernements locaux s’engagent dans une concurrence pour attirer et/ou ne pas perdre la base fiscale mobile. Les choix d’un gouvernement local dépendent stratégiquement des choix des autres gouvernements locaux. Les modèles de concurrence politique par comparaison reposent sur des considérations électorales. Les électeurs ne peuvent apprécier la qualité des élus en place. Ils sont donc amenés à effectuer un comparatif avec les performances des élus voisins. Conscient du comportement de l’électorat, l’élu voulant se faire réélire est amené à intégrer les choix des gouvernements locaux voisins comme paramètres de ses propres choix.

3 Depuis une dizaine d’années, les travaux empiriques [1] [1] - Pour une revue détaillée des travaux empiriques testant...
suite ont tenté de vérifier la présence d’interactions horizontales entre les gouvernements locaux. Bien que ces études ne reposent pas sur le même découpage territorial (États, cantons, etc.), elles testent toutes la même hypothèse. À titre d’exemple, sur données américaines, les articles tels que ceux de LADD (1992), BESLEY et CASE (1995) [2] [2] - Les travaux sur les États américains sont nombreux,...
suite fournissent des conclusions en faveur de l’existence d’interactions horizontales entre les états américains. Les études sur les données européennes sont plus récentes et ne reposent pas sur le même « type » de collectivité locale compte tenu de la diversité du découpage des territoires au sein des pays du continent européen. Sur la base de ces différents travaux, il s’avère que l’hypothèse d’interactions horizontales est validée pour la Belgique au niveau des municipalités (HEYDENLS et VUCHELEN, 1998), pour les municipalités espagnoles (SOLÉ OLLÉ, 2001), les cantons suisses (FELD et REULIER, 2002), les municipalités de la région de Lombardie (BORDIGNON, CERNIGLIA, et REVELLI, 2003). Finalement, sur données françaises, l’hypothèse d’interactions horizontales a été validée sur les régions (FELD et al., 2002), les départements (LEPRINCE et al., 2005) et les communes du Nord-Pas-de-Calais (JAYET et al., 2002).

4 Toutes les études qui viennent d’être citées testent l’hypothèse d’interactions horizontales en termes de politique fiscale. Pourtant, trois raisons justifient l’étude de l’existence d’interactions sur d’autres « instruments de politique publique ». Premièrement, supposons que les agents soient mobiles (ils peuvent se localiser dans une collectivité ou une autre sans coût excessif), les décideurs publics locaux, qu’ils soient bienveillants ou opportunistes, seront inciter à s’engager dans une concurrence fiscale (portant sur les taux) mais aussi dans une concurrence en termes d’offre de bien public [3] [3] - En effet, les agents intègrent dans leur fonction d’utilité...
suite. Deuxièmement, les modèles de concurrence politique par comparaison concernent tous les instruments de politique publique qui intéressent les électeurs et non exclusivement les taux de taxe. Troisièmement, observer des interactions horizontales sur les taux de taxes n’implique pas nécessairement d’observer des interactions sur les dépenses publiques (proxy de l’offre de bien public) via le mécanisme recettes-dépenses. En effet, les décideurs locaux offrent un panier de biens publics, de sorte que des interactions horizontales peuvent exister sur la fourniture d’un bien public sans engendrer de modifications du coté des recettes, et par extension des taux de taxe.

5 Sur la base de ces trois arguments, quelques études ont examiné l’hypothèse d’interactions horizontales portant sur les dépenses publiques. CASE et al. (1993) pour les Etats américains valident cette hypothèse sur les dépenses publiques totales (toutes catégories confondues) et sur quatre types de dépenses (dépenses liées à la santé et au service à la personne, les dépenses d’éducation, les dépenses de voirie, d’administration). Suite à une augmentation de 1 % des dépenses dans un état j, l’effet sur les dépenses de l’état i varie entre 0,42-0,7 % selon la catégorie de dépense retenue. SCHALTEGGER et KUTTEL (2002), s’intéressent au cas des cantons suisses pour lesquels ils valident l’hypothèse et estiment la pente de la fonction de réaction à hauteur de 0,6 %. REVELLI (2006) s’attache à tester l’hypothèse pour les dépenses sociales des gouvernements locaux britanniques avant et après la mise en place d’une réforme. L’hypothèse est validée et la pente de la fonction de réaction varie entre 0,07 et 0,2 selon la période et la spécification retenue. Pour le cas français, l’hypothèse d’interactions horizontales portant sur les dépenses publiques n’a pas encore été testée. Ce papier montre que l’hypothèse ne peut être rejetée concernant les dépenses d’aide sociale des départements français. Plus précisément, un département i augmente ses dépenses d’aide sociale de 0,3 % lorsque le département j augmente ses propres dépenses d’aide sociale de 1 %.

6 L’article est organisé comme suit : la première partie présente le système institutionnel français et justifie le choix du niveau de collectivité territoriale et du type de dépense retenus. La seconde partie décrit la méthode employée. La troisième partie interprète les résultats économétriques obtenus.

- 1 - Cadre de l’analyse

1.1. Le système institutionnel français

7 L’échelon choisit pour mener à bien ce travail sont les départements. Deux raisons justifient ce choix. Premièrement, les départements constituent, avec les communes, le niveau de collectivité territoriale le plus ancien. Les communes et les départements ont été créés suite à la Révolution française tandis que les régions ont été érigées en 1972, de sorte que la part des dépenses reliées à la création de structures administratives doit être moins importante dans les départements relativement aux régions. Deuxièmement, au cours du processus de décentralisation (actes I et II de la décentralisation) les départements se sont vus attribuer d’importantes compétences relativement aux autres échelons constitués des régions et des communes (voir tableau 1).

Tableau 1 - Les « grandes » compétences transférées selon les collectivités territoriales

Tableau 2 - Les quatre principaux postes de dépenses publiques des départements en 1999

8 Aujourd’hui, les départements fournissent des biens et des services répartis entre quatre grandes catégories de dépenses publiques : l’aide sociale, les interventions économiques, la voirie et les collèges. Le tableau 2 fournit la répartition des dépenses entre ces quatre postes pour l’année de cette étude : 1999. Les dépenses d’aide sociale représentent plus de 60 % de la dépense publique totale et justifient qu’elles soient retenues pour tester l’hypothèse d’interactions horizontales portant sur les dépenses publiques du territoire français.

9 Avant 1984, date d’entrée en vigueur des lois de décentralisation, les dépenses relatives à l’aide sociale étaient de la responsabilité du gouvernement central. Depuis cette date, les départements sont les seules collectivités publiques de droit commun en matière d’aide sociale. L’aide sociale se traduit par des prestations en espèces ou en nature, dont les conditions sont fixées par la loi et donnent lieu à un financement obligatoire dans le budget public (Article L. 121-1 du code de l’action sociale et des familles). Cependant, le Conseil général est libre d’attribuer des prestations dans des conditions et des montants plus favorables que ceux prévus par la loi (Article du code L.121-4 alinéa 1 [4] [4] - Article du code L. 121-4 : Le Conseil général peut...
suite). Il a aussi le pouvoir d’ouvrir et de fermer les institutions d’accueil et de définir leur mode de fonctionnement. Ce cadre légal démontre que les biens et services fournis en matière d’aide sociale peuvent être utilisés comme des instruments stratégiques par les décideurs locaux.

10 Les dépenses d’aide sociale des départements couvrent quatre principaux champ d’action qui se répartissent en 1999 de la façon suivante : 13,8 % d’aide aux personnes âgées (aide à domicile, aide ménagère, aide à l’hébergement, allocations, etc.), 34,3% d’aide à l’enfance (mission préventive, prise en charge physique et financière, etc.), 22% d’aide aux personnes handicapées (aide à domicile, allocation, aide à l’hébergement), et 6,2 % pour le financement des charges d’insertion des bénéficiaires du Revenu Minimum d’Insertion (RMI).

11 Du côté des recettes disponibles pour financer l’augmentation des dépenses occasionnées par le transfert de compétences [5] [5] - Entre 1992 et 1999, les dépenses d’aide sociale des...
suite, le gouvernement central a mis en place deux types de compensations. Tout d’abord, un transfert de taxes. Les taxes indirectes, droit de mutations, vignettes automobiles [6] [6] - Depuis 2001, la vignette automobile n’existe plus pour...
suite sont, depuis 1984, levées par les départements. Ce transfert de taxes n’étant pas suffisant pour compenser l’augmentation des dépenses publiques, les départements reçoivent une deuxième compensation sous forme de subvention forfaitaire (la Dotation Générale de Décentralisation (DGD)). Cette dotation est égale à la différence entre les dépenses liées au transfert de compétences et la valeur des taxes cédées. Au-delà des compensations, les départements lèvent les taxes directes et reçoivent d’autres subventions telles que la Dotation Globale de Fonctionnement (DGF). La DGF fut créée, en 1979, afin de fournir une base de ressources régulières aux collectivités locales, se substituant ainsi à une fiscalité locale ancienne, telle que le versement représentatif de la taxe sur les salaires. La DGD et la DGF sont revues annuellement et sont annexées sur le taux de croissance des prix à la consommation (hors tabac) et sur la moitié du taux d’évolution du produit intérieur brut en volume.

1.2. Les données

12 Afin de tester l’hypothèse d’interactions horizontales sur les dépenses d’aide sociale des départements français, il convient de prendre en compte certaines spécificités économiques et démographiques influençant le niveau des dépenses. Premièrement, les départements Corse ainsi que Paris sont exclus car ils constituent des « outliers » sur le niveau de dépense et toute variable reliée à la fiscalité [7] [7] - En effet, ces départements font l’objet d’un régime...
suite. En accord avec les théories sur la demande de biens et services publics, BORCHERDING et DEACON (1972), nous introduisons les contrôles suivants concernant le montant des dépenses : densité de population, taux de chômage, revenu, subventions, le prix fiscal. La densité de population (nombre d’habitants au km2) reflète les effets d’économie d’échelle ou de congestion dans la fourniture du bien public, de sorte que le signe attendu peut être négatif ou positif. Le revenu est le revenu annuel imposable moyen. Trois subventions sont prises en compte : la DGF, la DGD, et une catégorie « autre », étant toutes exprimées par habitant. La catégorie « autre » correspond à la participation des communes aux dépenses d’aide sociale des départements et aux recouvrements effectués auprès des organismes de Sécurité Sociale et auprès de bénéficiaires. Le signe attendu pour les subventions est positif. Notons que la DGF reflète indirectement la demande de biens et services publics puisque celle-ci est calculée en tenant compte de deux critères : le nombre d’habitant et le potentiel fiscal. Enfin, le prix fiscal n’est autre que le ratio entre le montant des impôts levés sur les ménages (taxe d’habitation) et le montant total des impôts levés. Le signe attendu est négatif reflétant ainsi l’effet du « prix » sur la demande au niveau local. Les données relatives à la démographie sont issues de l’INSEE, les autres données proviennent de la Direction Générale des Collectivités Territoriales. Le tableau 3 présente les statistiques descriptives des variables explicatives (moyenne, écart-type, minimum, maximum). Il apparaît qu’en 1999, les départements ont dépensé en moyenne 231 euros par habitant pour la fourniture de biens et services relatifs à l’aide sociale [8] [8] - D’autres variables ont été incluses telles que le...
suite.

Tableau 3 - Statistiques descriptives des variables explicatives

- 2 - Comportements stratégiques et dépenses publiques

2.1. Le modèle

13 L’étude des interactions horizontales portant sur les dépenses publiques d’aide sociale des départements français implique l’utilisation des techniques d’économétrie spatiale. Plus précisément, nous cherchons à déterminer si les dépenses d’aide sociale d’un département i dépendent des dépenses d’aide sociale des départements voisins j ≠i. L’analyse d’un tel effet suppose d’introduire explicitement les dépenses d’aide sociale des voisins via une définition de voisinage. Communément, la littérature préconise d’effectuer des tests d’autocorrélation spatiale afin de juger de la pertinence de l’introduction de la dimension spatiale dans le modèle. Les résultats de ces tests ne sont pas présentés ici mais révèlent clairement la nécessité d’introduire cette dimension spatiale dans le modèle. Deux modèles permettent de prendre en compte la dépendance spatiale :

Le modèle spatial autorégressif

z =ρWz + βX + ε (1)

Le modèle à erreurs autocorrélées

z =βX + λWε + µ (2)

14 Dans ces modèles, E (µ) et E (ε)=0, V (µ) et V (ε)=σ2IN, W est la matrice de poids spatiale de format (N ×N) définissant le voisinage et constituée de zéro sur la diagonale. z est le vecteur des dépenses publiques d’aide sociale (N ×1), en conséquence, Wz est le vecteur (N ×1) des dépenses d’aide sociale des départements considérés comme voisins. X est la matrice des variables explicatives (N ×k) avec k le nombre de variables et ε est le vecteur des résidus (N ×1). Ces deux modèles sont estimés par la méthode du maximum de vraisemblance (ANSELIN, 1988). L’utilisation de la méthode des moindres carrés ordinaires pour estimer ces modèles n’est pas appropriée, les estimateurs du modèle (1) obtenus par les MCO sont biaisés et non convergents, compte tenu de l’autocorrélation de la variable endogène décalée avec le terme d’erreur. Les estimateurs β obtenus par les MCO du modèle (2) sont sans biais mais inefficaces et l’estimateur de λ est non convergent. En conséquence, d’autres méthodes d’estimations doivent être utilisées. La méthode du maximum de vraisemblance (MV) (ANSELIN, 1988 ; ORD, 1975), la méthode des variables instrumentales (IV) (KELEJIAN et ROBINSON, 1993) pour le modèle (1), la méthode des moments généralisés (GMM) (KELEJIAN et PRUCHA, 1999) sont des méthodes couramment employées. Les modèles (1) et (2) seront estimés ici par la méthode du MV, la taille de l’échantillon ne justifiant pas l’utilisation la méthode des GMM.

15 L’interprétation de ces deux modèles spatiaux en termes d’interactions horizontales est différente. En effet, le modèle spatial autorégressif introduit la dimension spatiale via la variable endogène. Si ρ apparaît significatif, les interactions horizontales existent entre les départements. De plus, si ce coefficient est positif, les départements adoptent un comportement « mimétique ». Plus précisément, les variations des dépenses publiques évoluent dans le même sens. Si ce coefficient est négatif, les départements adoptent un comportement stratégique de « différenciation ». Le modèle à erreurs autocorrélées introduit la dimension spatiale via le vecteur des résidus. Trois interprétations sont valables lorsque le coefficient λ est significatif. Il existe des chocs spatialement corrélés et/ou il existe des variables omises spatialement dépendantes et/ou il existe des interactions horizontales. Les conclusions en faveur de l’existence d’interactions horizontales sont moins directes lorsque le modèle à erreurs autocorrélées est retenu. Dans ce cas, une analyse plus avant doit donc être menée telle que celle effectuée par BORDIGNON et al. (2003).

16 Les conclusions sur l’existence et l’ampleur de la dépendance spatiale dépendent fortement de la définition du voisinage. La littérature économétrique sur le sujet est d’ailleurs très claire : la matrice de poids spatiale doit être soigneusement choisie. Nous proposons l’estimation des modèles (1) et (2) pour 5 matrices de poids. Toutes les matrices sont normalisées afin de mener à bien les estimations. Les deux premières matrices sont classiques et reposent sur des critères géographiques. L’une est basée sur un critère de contiguïté (W1), avec des départements voisins lorsqu’ils partagent une même frontière.

[
1
w1i, j=0 (3)

17 L’autre est basée sur la distance (W2), lorsque i ≠j le poids associé à la ″relation de voisinage″ entre i et j est une fonction décroissante de la distance séparant les deux départements.

d−2
w2i, j=0i, j (4)
[

18 Les matrices de poids W3et W4sont des matrices volontairement « absurdes ». W3est une matrice purement aléatoire. W4est une matrice basée sur l’ordre alphabétique. Un département a pour voisins les deux départements qui le précèdent dans l’ordre alphabétique et les deux qui le suivent. Ces deux matrices sont donc composées de 0 et de 1. Utiliser ces matrices pour tester l’hypothèse d’interactions horizontales permet de vérifier que la dépendance spatiale n’est valable que pour des matrices de poids reflétant le processus à tester. Enfin, la matrice de poids W5est basée sur les différences entre les départements en termes de population, (CASE et al., 1993). Plus les départements sont proches en termes de population plus le poids associé dans la matrice est élevé. Dans les équations suivantes, x correspond à la population.

1 1
wi, j =|xi−xj|*Si Si=] i|xi−xj| (5)

- 3 - Les résultats

19 Trois modèles sont ici estimés, le modèle sans dimension spatiale, le modèle à variable endogène décalée, et le modèle à erreurs autocorrélées (dans tous ces modèles les variables sont en logarithme). Les résultats des estimations du modèle sans dimension spatiale (colonne 2 du tableau 4) fournissent une information sur les facteurs explicatifs de l’aide sociale des départements français. Le revenu ainsi que les subventions affichent un impact significatif et positif. Les élasticités relatives aux subventions varient de 0,04 à 0,31, l’élasticité du revenu est égale à 0,73. L’aide sociale est donc un bien dit « normal ». Le signe positif associé à la densité reflète l’augmentation de la demande pour le bien public due à l’augmentation de la population, et rejette l’hypothèse « d’économie d’échelle » dans la provision de biens et services relatifs à l’aide sociale. La comparaison des coefficients associés au revenu et aux subventions ne permet pas de conclure en faveur du « fly-paper effect » [9] [9] - En effet, selon RUBINFELD (1987), une augmentation des...
suite. Les résultats économétriques montrent ici, qu’une augmentation des subventions de 1 % génère une augmentation des dépenses d’aide sociale de 0,31 %, et qu’une augmentation du revenu de 1 % génère une augmentation des dépenses d’aide sociale de 0,73 %. L’effet des subventions sur les dépenses n’est donc pas supérieur à celui du revenu. Enfin, la variable retenue pour définir le prix fiscal est significative et son signe négatif correspond au signe attendu.

20 Les colonnes 3, 4, 5 et 6 du tableau 4 fournissent respectivement l’estimation des modèles (1) et (2) pour la matrice de contiguïté (W1) et la matrice basée sur la distance (W2). Ces estimations appuient les précédents résultats relatifs aux variables de contrôles : revenu, densité, subventions, prix fiscal. Le test du ratio de vraisemblance montre que l’introduction de la dimension spatiale dans le modèle est pertinente. Quel que soit le modèle spatial, le modèle non contraint (avec dimension spatiale, (1) ou (2)) apparaît meilleur que le modèle contraint (sans dimension spatiale). Les coefficients spatiaux ρ et λ apparaissent positifs et fortement significatifs.

21 L’élasticité relative aux dépenses d’aide sociale des départements voisins varie de 0,28 à 0,48 selon le modèle spatial considéré.

22 Cependant, à ce stade de l’analyse, les conclusions en faveur de l’existence d’interactions horizontales ne sont pas claires. En effet, les deux modèles spatiaux apparaissent pertinents mais, comme nous l’avons explicité dans la section 2.1, ces deux modèles ne s’interprètent pas de la même façon en termes d’interactions horizontales. Il convient donc de discriminer les deux modèles. Les valeurs de la log-vraisemblance associées aux modèles (1) et (2) fournissent une première piste. La log-vraisemblance du modèle spatial autorégressif est toujours supérieure à la log-vraisemblance du modèle spatial à erreurs autocorrélées. Afin de confirmer ou d’infirmer cette intuition, le tableau 5 donne les résultats obtenus pour les tests du multiplicateur de Lagrange (LM) et de sa version robuste (RLM). Sur la base des règles de décisions fournis par ANSELIN et FLORAX (1995) [10] [10] - Lorsque le test LM est plus significatif pour le modèle...
suite, les valeurs des log-vraisemblance ainsi que celles des tests du multiplicateur de Lagrange concluent en faveur du modèle (1). Ce modèle étant valable pour les deux matrices de poids spatial, il convient de choisir la matrice de poids décrivant le mieux les données. Le tableau 6 fournit les valeurs obtenues après calcul des critères d’information d’AKAÏKE (AIC) et de SCHWARTZ (BIC). Quel que soit le modèle, la valeur des critères d’informations est plus faible lorsque la matrice basée sur la distance est utilisée. Cette matrice apparaît donc comme la matrice de poids à privilégier. L’analyse nous amène donc à retenir le modèle (1) avec un voisinage défini sur la distance.

Tableau 4 - Estimations de l’équation de détermination des dépenses publiques d’aide sociale sur les départements français pour l’année 1999

Tableau 5 - Tests du multiplicateur de LAGRANGE

Tableau 6 - AIC et BIC

23 Le modèle (1) retenu permet ainsi de conclure directement à l’existence d’interactions horizontales puisque la dépendance spatiale apparaît via la variable endogène décalée. Deux résultats doivent être mis en lumière : tout d’abord, les interactions horizontales entre les départements portant sur les dépenses publiques d’aide sociale existent. L’hypothèse selon laquelle les décideurs locaux utilisent les dépenses comme instruments stratégiques ne peut être rejetée. Ensuite, le signe positif du coefficient ρ révèle un comportement mimétique entre les départements. Ainsi, lorsque les départements voisins augmentent leur dépenses d’aide sociale de 1 %, le département i réagit en augmentant ses propres dépenses de 0,28 %.

24 Cette analyse est en accord avec les analyses précédentes portant sur les dépenses publiques : CASE et al. (1993), SCHALTEGGER et KUTTEL (2002) ainsi que REVELLI (2006). CASE et al. (1993) fournissent les résultats obtenus pour les dépenses de santé et de services à la personne. Bien que cette catégorie de dépenses ne soit pas directement comparable avec la catégorie « aide » sociale des départements français, elle s’en approche. La pente de la fonction de réaction est alors égale à 0,4 % et ce résultat est proche de celui obtenu pour les départements français. Enfin, ces analyses concluent, au même tire que l’analyse qui vient d’être conduite, au mimétisme entre les collectivités locales relativement à leur politique de dépenses publiques.

25 Le tableau 7, présenté en annexe, procure un test de robustesse de l’analyse. Il fournit les résultats de l’estimation du modèle pour les matrices de poids spatiale W3, W4, W5. Lorsque les matrices dites « absurdes » sont utilisées, l’introduction de la dimension spatiale n’est pas pertinente. En effet, les coefficients spatiaux ne sont pas significatifs et les tests du ratio de vraisemblance montrent que le modèle contraint est meilleur que les modèles non contraints. La matrice basée sur les différences de population ne fournit pas de justifications à l’introduction de la dimension spatiale. Enfin, la log-vraisemblance et les tests du ratio de vraisemblance fournissent de moins bons résultats que pour les matrices W1et W2.

Conclusion

26 L’étude des interactions stratégiques horizontales entre les départements français n’existe que pour les quatre taxes directes (taxe d’habitation, taxe professionnelle, taxe sur les propriétés bâties, taxe sur les propriétés non bâties). Cependant, depuis le processus de décentralisation initié en 1982, l’aide sociale est devenue la première activité des départements et représente aujourd’hui plus de 60 % de la dépense publique totale des départements. Si les départements adoptent des comportements stratégiques, l’aide sociale doit en être l’un des instruments principaux.

27 La spécification économétrique retenue dans cette étude, basée sur les techniques d’économétrie spatiale, a permis de tester cette hypothèse. Il s’avère que les départements adoptent des comportements mimétiques en matière d’aide sociale. Lorsque les départements voisins augmentent leurs dépenses d’aide sociale de 1 %, le département i réagit en augmentant ses propres dépenses de 0,28 %.

28 Reste à savoir si ce comportement stratégique s’explique par les théories de concurrence basée sur la mobilité des bases fiscales ou par celles de concurrence politique par comparaison. L’analyse en cross-section se prête mal à l’étude de cette question. Une analyse en panel permettrait d’introduire une dimension politique et de tester l’hypothèse de concurrence politique par comparaison [11] [11] - Le lecteur peut se référer au travail de ELHORST et...
suite.

29 Enfin, une autre extension consisterait à tester l’hypothèse d’interactions verticales entre les communes et les départements en matière d’action sociale. En effet, des études effectuées par la direction de la recherche des études et de l’évaluation des statistiques ont montré que les communes sont actives en matière d’action sociale notamment en faveur des personnes âgées.

Annexe

ANNEXE

Tests de robustesse basés sur trois matrices de poids

Tableau 7 - 

Bibliographie

Bibliographie

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Notes

[ *] Première version septembre 2006, version révisée, mai 2007.

[ 1] - Pour une revue détaillée des travaux empiriques testant les interactions horizontales, le lecteur peut se référer au papier de MADIES et al. (2005).

[ 2] - Les travaux sur les États américains sont nombreux, le lecteur intéressé peut se référer aux études suivantes : ANDERSON et WASSMER (1995), BRUECKNER (1998), BRETT et PINKSE (2000), BRUECKNER et SAAVEDRA (2001).

[ 3] - En effet, les agents intègrent dans leur fonction d’utilité les services publics dont ils peuvent bénéficier dans une localité donnée. La perte de recette fiscale, reposant sur la mobilité des ménages, peut, certes, être considérée comme une menace peu crédible pour les décideurs locaux, au sens où la mobilité des ménages est moins dynamique que celle du capital. Cependant, l’hypothèse d’une concurrence en termes d’offre de biens publics se justifiant par la mobilité des ménages ne peut être exclue.

[ 4] - Article du code L. 121-4 : Le Conseil général peut décider de conditions et de montants plus favorables que ceux prévus par les lois et les règlements applicables aux prestations mentionnées à l’article L. 121-1.

[ 5] - Entre 1992 et 1999, les dépenses d’aide sociale des départements ont augmenté de 35,65 %.

[ 6] - Depuis 2001, la vignette automobile n’existe plus pour les véhicules particuliers, elle est toujours prélevée pour les véhicules professionnels.

[ 7] - En effet, ces départements font l’objet d’un régime fiscal particulier.

[ 8] - D’autres variables ont été incluses telles que le taux d’urbanisation, la proportion des jeunes (moins de 15 ans), la proportion des personnes âgées (+ de 65 ans), les taxes indirectes, la superficie. Toutes ces variables n’apparaissent pas dans la version finale des estimations, ces variables introduisaient un biais de corrélation entre les variables et/ou n’étaient pas pertinentes. Les taxes directes sont volontairement exclues des variables explicatives afin de ne pas introduire de corrélation spatiale dans les variables exogènes.

[ 9] - En effet, selon RUBINFELD (1987), une augmentation des subventions génère plus de dépenses publiques qu’une augmentation équivalente du revenu privé des agents.

[ 10] - Lorsque le test LM est plus significatif pour le modèle autorégressif que pour le modèle à erreurs autocorrélées, et que, parallèlement, le test RLM apparaît significatif seulement pour le modèle autorégressif, alors le modèle le plus approprié est le modèle autorégressif.

[ 11] - Le lecteur peut se référer au travail de ELHORST et FRÉRET (2007), qui concluent, à l’aide d’une analyse en panel, au comportement mimétique relevant de considérations électorales.

Résumé

En s’appuyant sur les modèles théoriques de concurrence fiscale et de concurrence politique par comparaison, cet article propose de tester l’existence d’interactions financières horizontales entre les départements français, et de démontrer la pertinence d’étendre l’analyse classique de telles interactions aux dépenses publiques. Sur la base des données françaises (en coupe transversale sur l’année 1999) relatives aux dépenses publiques d’aide sociale, et des techniques d’économétrie spatiale développées entre autres par ANSELIN, cet article montre clairement l’existence d’un comportement mimétique des départements français au regard de leur politique de dépenses publiques.

Mots clés

PLAN DE L'ARTICLE

• Introduction
• - 1 - Cadre de l’analyse
  • 1.1. Le système institutionnel français
  • 1.2. Les données
• - 2 - Comportements stratégiques et dépenses publiques
  • 2.1. Le modèle
• - 3 - Les résultats
• Conclusion
• Annexe

Sandy FRÉRET « Comportement mimétique des départements français sur les dépenses publiques d'aide sociale », Revue d’Économie Régionale & Urbaine 5/2007 (décembre), p. 881-895.
URL : www.cairn.info/revue-d-economie-regionale-et-urbaine-2007-5-page-881.htm.
DOI : 10.3917/reru.075.0881.