Cette recherche de transparence et de cohérence a conduit à développer de nouvelles classes de modèles comme les modèles d’équilibre général calculable, prenant en compte une multiplicité d’agents dans une perspective qui reste a priori statique, ou les modèles de cycle réel, n’intégrant au contraire qu’un unique agent représentatif mais dans un cadre dynamique et stochastique explicite. Ces deux mouvemen ts évid emment complémentaires se sont d’ailleurs influencés mutuellement et tendent à se rejoindre (cf.

Schubert, 1993 ; Hénin, 1989 ; Hairault,1999). De leur côté, les modèles macro-économétriques traditionnels ne sont pas restés à l’écart de cette évolution. La tendance à mettre en oeuvre des maquettes, c’est-à-dire des modèles de taille réduite, est bien établie en France depuis les premiers travaux de Deleau, Malgrange et Muet (1981). Le contenu de ces maquettes s’est progressivement enrichi en intégrant les apports récents de la théorie macro-économique, comme en témoignent par exemple les modèles successifs construits par Laffargue, Malgrange, Pujol (1992) et Laffargue (1996,1997). À l’étranger ou dans les institutions internationales des modèles tels que MULTIMOD, NIGEM ou QUEST incorporent aussi anticipations rationnelles et comportements microéconomiques explicites.

Ce mouvement général vers une macro-économie appliq uée ration nelle et fon dée micro-économiquement, pour lequel plaident par exemple Malgrange (1996) ou Hairault (1999), n’est-il pas d evenu irrévers ible ? Il nous semble personnellement, quelles que soient ses vertus, qu’il ne peut remplir tout le champ de la modélisation macro-économique et que des modèles de facture plus traditionnelle restent utiles et nécessaires. Nous proposons ainsi une maquette simple mais déjà assez riche de l’économie française, qui se rapproche des maquettes de première génération mais présente une vision plus cohérente des évolutions de court, moyen et long terme. Nous nous appliquerons à montrer que notre démarche reste en phase, sur bien des points, avec la recherche macro-écon omique con temporaine. Les comportements introduits dans la maquette restent conformes à la théorie macro-économique, même si les exigences de la simplicité mais aussi du réalisme amènent souvent à choisir des raccourcis.

L’utilité de notre maquette renvoie inévitablement aux insuffisances des modèles alternatifs. Malgré tous leurs progrès, les modèles macro-économiques à fondements micro-économiques échouent encore dans bon nombre de dimensions essentielles. Nul ne saurait prétendre que nous disposons d’une modélisation satisfaisante et générale des imperfections des marchés financiers et de leurs con séqu ences macro-économiques. Les explications du chômage restent multiples et partielles et rendent mal compte du chômage de masse qu’ont connu les économies européennes. Les rigidités nominales, dont la plupart des macro-économistes s’accordent à reconnaître qu’elles sont nécessaires à une description satisfaisante de la dynamique macro-économique, sont toujours dénuées de fondements convaincants. Les intuitions keynésiennes quant au rôle moteur de la demande restent également rebelles aux tentatives d’explication fondées par exemple sur la concurrence monopolistique. La rationalité des anticipations, enfin, dans un monde changeant, devrait plutôt être une propriété de long terme résultant d’un apprentissage. Rien ne justifie donc qu’on en fasse une exigence méthodologique abso lue. L e no uveau p arad igme d e la macro-économie reste donc plus proche du vœu que de la réalité. Il n’a pas, à l’heure actuelle, la consistance requise pour frapper d’interdit des approches alternatives ayant aussi fait leurs preuves.

La fonction de consommation est un bon exemple de nos choix de modélisation. L’approche de référence consiste aujourd’hui à appliquer la théorie du revenu permanent dans un cadre d’anticipations rationnelles et d’agent représentatif. La consommation dépend fondamentalement de la richesse totale, somme de la richesse financière et d’une richesse humaine correspondant à la valeur actualisée des revenus salariaux futurs. Nous retenons grosso modo les mêmes déterminants, sans toutefois supposer les anticipations rationnelles ni les marchés financiers parfaits. La consommation dans notre modèle dépend du revenu disponible et de la richesse financière, un modèle à correction d’erreurs décrivant de manière implicite la révision des anticipations ou les ajustements des niveaux de consommation désirés à leurs cibles. La richesse financière constitue alors très naturellement une force de rappel, ramenant vers une valeur stationnaire le rapport entre richesse financière et revenu national. L’évolution des richesses financières des agents est alors un élément essentiel de la dynamique de moyen et long terme. Le modèle n’est pas néo-ricardien, puisque les agents n’anticipent pas les impôts futurs, mais un déficit public finit bel et bien par être financé par une augmentation des impôts, qui réduit la richesse financière des agents privés et donc leur consommation. La différence avec les modèles à anticipations rationnelles est que ce processus prend du temps.

Cette modélisation se révèle particulièrement utile en économie ouverte, dans le cadre de petit pays où nous nous plaçons. Nous étudions en effet un pays faisant face à un taux d’intérêt mondial donné. Il est bien connu que le modèle de référence, avec agent représentatif à durée de vie infinie, donne naissance à une évolution explosive de la richesse financière. Celle-ci tend vers l’infini si le taux d’intérêt mondial est supérieur au taux de préférence pour le présent et tend vers moins l’infini, c’est-à-dire correspond à un endettement infini, dans le cas contraire. Il existe plusieurs façons d’éviter ce phénomène gênant et peu réaliste. Une possibilité est de mettre en avant l’imperfection des marchés financiers et de supposer que le taux d’intérêt exigé par les prêteurs étrangers augmente avec le niveau de l’endettement, comme dans Malgrange (1996). Une autre possibilité, couramment utilisée aujourd’hui, est de retenir une formulation à la Blanchard (1985) où la probabilité de mort des agents fait disparaître la propriété d’équivalence ricardienne et assure la convergence de la dette ou de la richesse financière. Nous obtenons pour notre part un résultat du même type sans être tributaires des hypothèses précises qui sous-tendent le modèle de Blanchard.

La structure générale de la maquette est simple. Un modèle à la Solow (1956), enrichi par la prise en compte des richesses financières et incorporant un progrès technique autonome portant sur le travail, détermine la croissance tendancielle de l’économie. Un modèle de négociation salariale inspiré de Layard, Jackman et Nickell (1991) et Cotis, Meary et Sobczak (1998) donne un fondement à la fixation des salaires et engendre un taux de chômage d’équilibre de long terme. Des rigidités nominales dans l’évolution des prix ou l’indexation des salaires laissent place à des déséquilibres de court terme et à des mécanismes keynésiens où la demande globale affecte le niveau d’emploi. La présence de coûts d’ajustement des facteurs et le caractère adaptatif des anticipations enrichissent également la dynamique de court terme.

La maquette comprend deux secteurs : un secteur produisant des biens échangeables dans des conditions proches de la concurrence pure et parfaite, et un secteur produisant des biens non échangeables dans un contexte de concurrence monopolistique. Deux prix relatifs jouent donc un rôle important : le prix relatif des biens nationaux par rapport aux biens étrangers, qui reflète la compétitivité-prix de l’économie; le prix relatif des biens échangeables par rapport aux biens non-échangeables. Dans la formulation de référence de la maquette, la loi du prix unique est vérifiée à long terme, si bien que le prix des biens échangeables nationaux s’aligne sur celui des biens échangeables produits par le reste du monde. La compétitivité-prix cesse alors d’être une variable pertinente. Le taux de change réel d’équilibre de long terme se réduit donc au prix relatif des biens échangeables p ar rapp ort aux biens non-échangeables. Ce taux de change dépend du taux d’intérêt. C’est en effet le taux d’intérêt qui fixe l’intensité capitalistique dans chaque secteur, dont découle l’offre et le prix relatif de chaque secteur.

La maquette a été estimée sur données annuelles, mais les cibles de long terme ont été en grande partie calibrées, de manière à garantir la cohérence de la maquette avec le cadre théorique. L’estimation porte donc surtout sur l’ajustement de court terme, c’est-à-dire sur les coefficients de modèles à correction d’erreurs.

La première partie de l’article est consacrée à une présentation générale de la maquette, dont la structure précise fait l’objet d’un encadré. La seconde partie caractérise le sentier de long terme tandis que la troisième partie explicite, dans un cadre analytique, la dynamique de l’endettement. La quatrième partie décrit l’estimation et la calibration. La cinquième partie présente les résultats de variantes portant sur les dépenses publiques, le coin fiscal, le taux d’intérêt mondial et les prix étrangers.

Les agents consomment et investissent les trois biens. On peut donc définir des indices des prix à la consommation, à l’investissement et aux dépenses publiques. Pour simplifier l’analyse, nous supposons que le partage entre les trois biens s’opère dans les trois secteurs selon la même fonction de Cobb-Douglas. Les indices p p c, et k p_g sont donc identiques et donnés par la relation 2.

Il serait possible d’utiliser cet indice de prix pour obtenir un indice synthétique de taux de change réel [1], par comparaison avec un indice étranger de prix à la consommation ou plus simplement avec le prix p_e. La hausse du taux de change réel peut alors résulter d’un gain de compétitivité externe q_e ou d’une baisse du prix relatif q_n des biens non-échangeables. En pratique, il nous suffira de mettre l’accent sur les deux prix relatifs q et q, _en sans faire intervenir d’indicateur global de taux de change réel.

La relation 3 donne une fonction de consommation de long terme log-linéaire, qui exprime la consommation comme une fonction homogène du revenu disponible et de la richesse :

U n mod èle à correction d’erreurs décrit l’ajustement de la consommation vers sa cible de long terme. Deux commentaires doivent être faits à propos des contraintes reliant les coefficients. En laissant libres les coefficients portant sur la richesse financière, nous nous écartons de la théorie pure du cycle de vie, qui voudrait que l’influence de la richesse financière sur la consommation joue in stantanémen t, sans mettre en jeu des anticipations. En outre, nous n’imposons pas la contrainte m m m m m 1+ + + + =, qui c c c c c1 2 3 4 5 garantirait que la cible de long terme soit atteinte quel que soit le taux de croissance de l’économie. Nous supposons simplement que la constante de l’équation garantit ce résultat, pour le taux de croissance effectif de l’économie (et non pour toutes les valeurs possibles de ce taux de croissance).

L’équation 4 est la contrainte budgétaire instantanée des ménages, qui détermine l’évolution de leur richesse. L’équation 5 décrit le revenu disponible des ménages qui est constitué des salaires, indemnités-chômage, intérêts, dividendes, diminués des impôts. Toutes ces grandeurs sont déflatées par l’indice des prix à la consommation.

L’équation 6 enfin représente le partage de la consommation entre les trois biens.

Cette formulation permet de typer les réactions des deux secteurs aux chocs de demande. Du fait de l’inertie de l’emploi, une relance de la demande se traduit par des gains de productivité du travail. Les deux secteurs connaissent donc le même type de cycle de productivité. Les évolutions des prix, en revanche, sont très différentes. La relance de la demande conduit dans le secteur exposé à une hausse des prix alors que dans le secteur abrité leur comportement de marge conduit les entreprises à répercuter sur les prix la diminution des coûts salariaux unitaires. Dans le secteur abrité, la relance s’effectue donc initialement sans inflation.

La fonction de production (relation 7) indique que le secteur exposé produit la quantité déterminée par ses niveaux de capital K et d’emploi N, ce dernier _dd étant affecté par un progrès technique représenté par la variable A. Il est preneur de prix et vend au prix _d p qui équilibre le marché. L’entreprise est soumise _d à des coûts d’ajustement du travail et du capital.

Selon les relations 8 et 9, elle ajuste ses facteurs en fonction de l’écart entre leur productivité marginale et leur coût, en tenant compte du taux de croissance de la production. Le coût réel du capital est ( ) /r p p+ μ. Il fait intervenir le prix relatif des d k d biens d’équipement, le taux de dépréciation µ_d et le taux d’intérêt réel r. Le coût réel du travail ( ) /1 + θ_w w p fait intervenir le salaire nominal w _d et θ_w le taux de prélèvement sur les salaires.

Le secteur abrité est fixeur de prix. Selon l’équation 10, l’entreprise représentative ajuste son prix p _n vers un niveau désiré fixé par application d’un facteur de marge M_n sur ses coûts salariaux unitaires. Elle satisfait alors la demande à ce prix. Elle ajuste son niveau d’emploi en fonction de l’écart entre sa production effective et sa production potentielle, déterminée par ses stocks de facteurs (équation 12). Elle ajuste enfin son niveau de capital en fonction de l’écart entre productivité marginale et coût du capital (équation 11). En pratique nous reten ons une fonction de production de Cobb-Douglas et supposerons que le facteur de marge M est égal à l’inverse de l’élasticitéα de la _nd production à l’emploi. Nous contraignons ainsi le modèle de manière à ce que les entreprises des deux secteurs se trouvent à long terme dans une situation concurrentielle.

Les équations 13,14 et 15 représentent la manière dont l’investissement se répartit entre les différents biens. Le capital utilisé dans les deux secteurs est un agrégat des trois biens de l’économie, que l’on suppose pour simplifier identique à l’agrégat de consommation. Enfin la politique de distribution des dividendes D détermine l’évolution de la dette _f réelle B des entreprises. Nous supposons l’identité _f des agrégats de consommation et de capital et donc l’égalité des indices de prix p p c /. La contrainte k budgétaire de la firme représentative du secteur f s’écrit a priori :

E n tenant compte de la défin ition 1 3 de l’investissement, et en définissant le profit instantané par la relation 17, on peut la mettre sous la forme 16 qui décrit l’évolution de la valeur nette de l’entreprise en fonction des profits qu’elle réalise et des dividendes qu’elle distribue.

Pour éviter que la valeur nette de la firme n’explose, il convient que l’entreprise distribue en moyenne des dividendes égaux aux profits qu’elle réalise. Nous supposons en outre que la firme ajuste ses dividendes de manière à ramener à zéro une éventuelle valeur initiale non nulle. La politique de distribution des dividendes est alors représentée par l’équation 18. La formulation se rapproche de celle retenue pour les consommateurs. Tout se passe comme si l’entreprise avait un revenu disponible Π_f r K B+ -( ) et était caractérisée par une _{f f} propension nulle à épargner les profits et une propension a à dépenser sa richesse. On notera en _f outre que la constance des rendements assure la nullité à long terme des profits et donc des dividendes distribués.

Par ailleurs, nous supposons que les indemnités de chômage suivent le rythme tendanciel de la productivité, hypothèse évidemment nécessaire pour qu’apparaisse un taux de chômage d’équilibre de long terme. Mais nous ne supposons pas pour autant que ces indemnités sont indexées sur les salaires effectifs. La courbe WS n’est donc pas verticale et un arbitrage entre niveau des salaires et chômage subsiste à long terme.

Formellement, les relations de long terme sont donc :

où u désigne le taux de chômage, A la productivité moyenne du travail, w_u le montant nominal des indemnités de chômage et s_u un paramètre constant qui fixe en niveau la tendance temporelle de ces allocations. En pratique, nous retenons une fonction Ψ ( )u à élasticité constante φ et nous ne faisons pas apparaître explicitement les allocations-chômage. On représen te alo rs l’ajustement vers ce salaire-cible par un processus à correction d’erreurs tenant compte de l’inflation et des gains de productivité anticipés. On obtient ainsi la relation :

qui, en intégrant la croissance de A dans la constante, donne la relation 19.

Nous considérons dans la relation 23 que l’État utilise l’instrument T pour réguler l’évolution de la dette publique. Le niveau de T s’ajuste de manière à assurer à long terme un niveau de dette publique B_g^*. En pratique, et comme le précise l’équation 35, ce niveau de long terme correspondra à une proportion fixe λ du revenu national, qui pourra être prise, par _B exemple, égale à 60 % du PIB [2]. La dépense directe G, enfin, se répartit entre les trois biens, selon les mêmes clés de répartition que la consommation et l’investissement.

Nous enrichissons cette formulation pour prendre en compte l’inertie des parts de marché, qui ne réagissent qu’avec retard aux variations de la compétitivité. Nous interprétons donc le terme “constant” h de la fonction d’exportations comme un indicateur de la capacité courante à satisfaire la demande extérieure et nous admettons qu’il évolue de manière retardée en fonction de la compétitivité, selon l’équation 26. Nous autorisons ainsi l’élasticité-prix de long terme des exportations à être supérieure à l’élasticité de court terme. Si ρ < 1, on obtient implicitement la fonction _h d’exportations suivante :

L’élasticité-prix de long terme est ε β ρ+ - h / ( )1. h Elle est supérieure à l’élasticité de court terme.

Nous considérerons également le cas-limite ρ =1, _h où les niveaux de compétitivité exercent un effet permanent sur les exportations. La variable h ne peut alors se stabiliser que si la compétitivité q _e prend la valeur unité et les niveaux de long terme de h et de X/Y sont a priori indéterminés. Notre formulation nous permet donc de retrouver comme cas particulier celui où l’hypothèse du petit pays joue à long terme. Le bloc extérieur est complété par la définition 27 des importations M et par l’équation 28 d’évolution de la dette extérieure B_e.

L’hypothèse d’égalité des taux de progrès technique dans les deux secteurs est évidemment irréaliste puisqu’en pratique ce taux est proche de zéro dans le secteur abrité et de l’ordre de 2,5 % dans le secteur exposé. Une possibilité est alors d’utiliser la variable d’écart g_z pour prendre en compte cette divergence, tout en imposant à long terme un retour vers l’égalité des taux de progrès technique. Ceci permet d’avoir des évolutions réalistes à court-moyen terme tout en bénéficiant des avantages d’une cohérence des évolutions de très long terme.

Le revenu disponible des ménages de long terme est égal au produit agrégé net, diminué de la valeur des dépenses publiques et des intérêts à verser sur la dette extérieure et augmenté du déficit public que la croissance autorisée de la dette publique permet de financer :

On peut souligner que les impôts et la richesse financière des ménages ont disparu et sont remplacés par les dépenses ultimes que représentent la consommation publique et les intérêts à verser sur la dette extérieure. On retrouve ici la logique néo-ricardienne qui joue inévitablement à long terme : une augmentation de la consommation publique devra bien être financée un jour et se traduira alors par une baisse du revenu disponible des ménages. La différence avec les modèles à anticipations rationnelles est que ces effets ne jouent pas de manière anticipée et qu’il faut donc du temps pour qu’ils se fassent sentir.

À long terme, les quantités de facteurs sont adaptées à leurs coûts et ceux-ci s’égalisent donc aux productivités marginales :

La relation 2, définissant l’indice du prix des biens d’équipements peut également s’écrire en termes intensifs :

Pour chaque secteur, les deux relations de productivités marginales définissent implicitement une frontière des prix des facteurs Γ_i reliant le salaire réel au coût du capital, soit

On en déduit la relation reliant le prix relatif des biens non-échangeables au taux d’intérêt :

où les seules variables endogènes sont q_n et q_e.

Plaçons-nous dans le cas ρ =1 où, comme nous _h l’avons vu dans notre discussion de l’équation 26, la valeur d’équilibre de long terme de la compétitivité est l’unité. La loi du prix unique joue donc à long terme et l’on a :

L’équation 43 détermine alors q_n. La valeur de long terme du prix des biens non-échangeables est ainsi déterminée uniquement par le côté offre du modèle. En d’autres termes, un changement des préférences des consommateurs n’affecte pas la valeur de long terme du taux de change réel.

Si l’on fait l’hypothèse vraisemblable selon laquelle le secteur exposé est plus capitalistique que le secteur abrité, soit α α n <, une hausse du taux d d’intérêt implique une baisse du prix relatif q p p= / des biens non-échangeables. Cette n n d hausse du coût du capital a en effet un impact moins important sur le prix des biens du secteur abrité, qui subit donc une baisse relative.

On peut considérer que la courbe PS est représentée par la frontière des prix des facteurs du secteur d (étant entendu que le prix relatif q_n traduit implicitement l’influence de la frontière des prix des facteurs du secteur n) :

Comme q_e =1, le prix relatif q_n des biens non-échangeables est déterminé par la relation 43. On dispose donc de deux relations pour déterminer le taux de chômage d’équilibre et le salaire réel en termes de production domestique.

Le premier déterminant du taux de chômage d’équilibre est le taux d’intérêt réel, qui intervient directement mais aussi à travers le prix relatif q_n. Les relations mettent aussi en évidence l’influence du coin fiscal et social et des termes de progrès technique. La constance à long terme du taux de chômage d’équilibre requiert la constance du rapport A A/ entre le progrès technique moyen _d dans l’économie et le progrès technique du secteur d, c’est-à-dire l’identité des taux de progrès technique dans les deux secteurs. Le niveau de ce taux commun n’affecte pas le taux de chômage d’équilibre. Un choc global en niveau, affectant les deux secteurs de manière identique, n’a pas non plus d’influence. Un choc sectoriel en niveau, en revanche, déplace la courbe WS puisqu’il modifie le prix relatif des biens de consommation ainsi que le prix relatif q_n et donc le coût du capital.

L’influence négative du taux d’intérêt sur le taux de chômage repose sur l’hypothèse d’exogénéité du niveau des indemnités de chômage. Il est possible de supposer alternativement que celles-ci sont indexées à long terme sur le niveau de salaire. On pose alors w p p u c c / /= τ, avec un taux de R remplacement τ, à la place de la relation _R w p As u c u / =. La courbe WS de long terme devient :

Elle est verticale puisque l’exogénéité du taux de remplacement implique celle du taux de chômage d’équilibre. Le taux d’intérêt et le coin fiscal perdent alors toute influence sur le niveau de chômage d’équilibre. A contrario, dans notre configuration, la baisse du taux d’intérêt réel permet une hausse du salaire réel qui ne s’accompagne d’aucune hausse des allocations-chômage. Le taux de remplacement diminue donc, ce qui explique l’effet positif sur l’emploi.

C’est l’équ ilibre du march é des bien s non-échangeables qui détermine ce partage. À long terme, en effet, l’équilibre du marché des biens échangeables nationaux ne détermine que le niveau des exportations, puisque selon l’hypothèse du petit pays l’étranger est prêt à absorber n’importe quelle quantité d’exportations au prix relatif q_e =1.

La répartition sectorielle de l’emploi est déterminée comme suit. Nous continuons à désigner par des minuscules les variables par tête, mesurées en unités efficaces. Le salaire réel est s w A p c d c = / ( ).

Le revenu disponible des ménages de long terme prend la forme

tandis que leur consommation et leur contrainte budgétaire sont

L’investissement de long terme est dicté par la dépréciation et le taux de croissance ν de l’emploi efficace, soit

L’équilibre du marché des biens non-échangeables et celui de l’emploi s’écrivent de la manière suivante :

Pour des valeurs données de q_n et des variables d’offre, on dispose ainsi de six équations pour déterminer c i b y n disp d, , , , et n_n.

Les exportations sont maintenant déterminées, à long terme, par la relation :

où ε ε β ρ= + -/ ( )1 désigne l'élasticité de LT h h long terme, y^* le niveau mondial de production et a_h une constante.

L’équation du marché des biens échangeables produits domestiquement prend la forme :

Les coefficients de partage de la demande, ainsi que le prix relatif du capital, dépendent maintenant des deux prix relatifs q_n et q_e. Il est impossible de séparer les facteurs d’offre et les facteurs de demande dans la détermination de l’équilibre de long terme et il nous faut analyser simultanément l’équilibre des marchés des biens échangeables et non-échangeables.

Pour mener cette analyse, nous simplifions la maquette en ne considérant qu’un seul secteur productif, en supposant le salaire flexible et donc le plein emploi et en négligeant impôts et dépenses publiques. Nous éclairons ainsi la dynamique tendancielle de l’économie en faisant abstraction des déséquilibres de court terme. Le modèle devient alors un modèle de Solow, en économie ouverte, enrichi par l’introduction d’effets de richesse dans la fonction de consommation.

où s représente le taux d’épargne et la richesse financière des ménages. Le revenu disponible des ménages est la somme de leurs revenus salariaux et des revenus de leur richesse.

Nous utilisons toujours des minuscules pour désigner des variables par tête, mesurées en unités efficaces. La notation w désigne, dans cette partie, le salaire réel par unité efficace de travail. Si l’offre de travail efficace croît au taux naturel ν, on obtient donc :

L’évolution de la richesse est alors décrite par la relation suivante :

Lorsque le salaire et le taux d’intérêt réel sont constants, la richesse de l’agent tend vers une valeur constante positive dès lors que le terme de richesse joue suffisamment dan s la fon ction de consommation des ménages. Il suffit que a soit supérieur à sr - ν, ce que l’on supposera [3]. On a alors :

En d’autres termes, les agents souhaitent à long terme respecter une proportion donnée entre leur reven u disponib le et leur riches se. L’endogénisation de la richesse de long terme conduit alors à une fonction de consommation de long terme, caractérisée par un taux d’épargne s dont il convient de noter qu’il peut être négatif. C’est le cas si le taux d’intérêt est supérieur au taux de croissance. Une hausse du revenu salarial se traduit alors, à long terme, par une hausse supérieure de la consommation.

Cette fonction de consommation garantit implicitement que les agents saturent leur contrainte de budget intertemporelle. Le problème ne se pose pas si le taux de croissance est supérieur au taux d’intérêt, puisque la richesse anticipée des agents est alors infinie. Dans le cas contraire, le fait que la dette par tête tende vers une constante implique que la dette en niveau croît au taux ν, inférieur au taux d’intérêt. Ceci assure la convergence de la valeur actualisée de la dette.

En économie fermée la richesse des ménages se réduit au stock de capital physique, soit b = k. Le taux d’intérêt est déterminé par la productivité marginale du capital et il prend à long terme la valeur r f k S S = '-( ) μ. En économie ouverte, la chaîne de détermination est inverse. Le taux d’intérêt réel n’est plus dicté par les conditions de l’équilibre épargne-investissement domestique mais imposé par le taux d’intérêt étranger r. On suppose que le capital s’ajuste instantanément à ce taux d’intérêt. L’intensité capitalistique se fixe donc à la valeur constante k^* telle que :

ce qui donne dans le cas Cobb-Douglas :

Par ailleurs, l’accumulation de capital peut être financée en partie par une dette externe b_e. La richesse des ménages est maintenant b k b_e = - et le revenu disp onible des ménages w rb w rk rb f k k rb e e + = + - = - -( ) μ. La dette externe exerce donc un effet-richesse négatif sur la consommation des ménages. Ceci introduit une force de rappel qui stabilise la dynamique de l’endettement.

L’évolution de la richesse des ménages prend la forme :

soit :

La stabilité est de nouveau assurée si a sr> - ν. La richesse des ménages et le niveau de dette externe qui lui est associée tendent alors vers les valeurs de long terme

La richesse du pays b^LT est positive. La dette externe b_e^LT est positive si s f k k a k[ ( ) ] ( ) * * * - - +μ ν est négatif, c’est-à-dire si k k^S* > ou encore si r r^S <. Elle est négative dans le cas contraire [4]. Ce résultat est naturel. Lorsque le taux d’intérêt mondial est inférieur à celui impliqué par les conditions domestiques d’épargne et d’investissement, l’économie met en œuvre plus de capital que ce qu’autoriserait sa capacité domestique d’épargne. Elle s’endette donc de manière permanente. Au contraire, un taux d’intérêt mondial élevé amène l’économie à accumuler des créances sur le reste du monde.

Dans le cas d’une fonction de Cobb-Douglas, on obtient plus précisément :

Ces résultats peuvent être rapprochés de ceux qui seraient obtenus dans un modèle à la Ramsey, où les comportements de consommation découlent d’une maximisation d’utilité sur un horizon infini. Le taux de croissance de la consommation dépend de l’écart entre le taux d’intérêt réel et le taux de préférence pour le présent. En économie fermée, c’est ce dernier qui détermine le niveau de long terme du taux d’intérêt réel. En économie ouverte, tout écart entre le taux d’intérêt mondial et le taux de préférence pour le présent se traduit par une exportation ou une importation permanente de capitaux, s’accompagnant d’un niveau de dette par tête qui tend vers plus ou moins l’infini.

Dans la maquette le taux d’intérêt de long terme qui prévaudrait en économie fermée, qui dépend notamment des comportements d’épargne, joue le rôle du taux de préférence pour le présent. La différence avec le modèle à la Ramsey est que le niveau de la dette se stabilise au lieu de tendre vers l’infini. Une autre manière d’assurer ce résultat consiste à retenir une formulation des choix d’épargne à la Blanchard (1985), comme le font de nombreux modèles actuels. Notre point de vue est que cette formulation cohérente mais exigeante n’est pas si éloignée de la nôtre, à la dimension forward près évidemment [5].

Quoi qu’il en soit, cette analyse nous montre comment la maquette prend en compte la dynamique des stocks de dette ou de richesse qui résulte des comportements d’épargne. En économie ouverte, cette dynamique n’affecte pas la tendance générale de l’accumulation du capital qui reste dictée par le taux d’intérêt mondial. Elle n’influence que les profils temporels de la consommation et du patrimoine financier des ménages. Cette déconnexion ne vaut pourtant que pour une version classique du modèle avec prix flexibles et plein-emploi. Dans la version complète de la maquette avec rigidités nominales, la dynamique des stocks exerce un effet de retour sur la consommation et la demande et affecte ainsi toute la dynamique de court terme de l’économie, accumulation du capital y comprise.

Le calcul du résidu de Solow dans les deux secteurs a fourni une estimation des taux de progrès technique qui s’élèvent respectivement à 2,5 % dans le secteur des biens échangeables et 0 % dans le secteur des biens non-échangeables. Une variable d’écart g permet d’annuler à long terme ce _z différentiel et ainsi d’assurer une croissance régulière.

Nous avons ainsi pu évaluer de manière cohérente les principaux paramètres structurels de la maquette. La dynamique de court terme de la maquette a alors été estimée, conditionnellement à ces valeurs de long terme. L’estimation a été menée équation par équation, par les moindres carrés ordinaires. Les annexes 1 et 2 donnent les résultats d’estimation.

La résolution et la simulation ont été effectuées en utilisant le logiciel Dynare, conçu par Juillard (1994), qui fournit les valeurs propres du système et permet de vérifier sa stabilité à long terme. Il n’a pas été si facile d’assurer celle-ci pour une gamme assez large de paramètres, ce qui ne surprendra pas les constructeurs de modèles du même type qui ont souvent été amenés à conserver des versions instables de leurs modèles. D’un côté, la maquette comprend peu de variables nominales et ne fait pas intervenir de taux d’intérêt nominal endogène, ce qui réduit les risques d’instabilité. D’un autre côté, l’articulation entre les dynamiques de court terme et de long terme accroît les difficultés. On peut par exemple remarquer q ue la dyn amiqu e de l’endettement des ménages introduit a priori une valeur propre proche de ( ) / ( )1 1+ - +sr a ν, soit 0,977 avec notre paramétrage. On conçoit alors que les mécanismes du modèle peuvent facilement amener cette valeur propre du mauvais côté de l’unité.

Notre stratégie a consisté à nous assurer du caractère stable et satisfaisant des différents blocs du modèle et des fonctions de réponse qu’ils engendrent, avant d’examiner la stabilité d’ensemble du modèle. Nous avons dû néanmoins, comme nous l’avons vu, nous affranchir de la contrainte assurant la compatibilité des modèles à correction d’erreurs avec n’importe quel taux de croissance. Nous obtenons ainsi dans la version de base du modèle, à compétitivité de long terme exogène, une valeur propre de module 0,992.

La répartition de la production et de l’emploi est alors donnée par le tableau suivant :

Ces valeurs correspondent au cas où la loi du prix unique joue à long terme. Les valeurs correspondant au cas d’une compétitivité de long terme endogène sont peu différentes. Nous pouvons alors examiner plus précisément l’équilibre de long terme et la manière dont il est influencé par une baisse du taux d’intérêt ou par une hausse des dépenses publiques.

Tableau 1
répartition de long terme de la production et de l’emploi

Comme nous l’avons vu, la baisse du taux d’intérêt diminue relativement moins le coût de production des biens du secteur non-échangeable, moins cap italistiq ue que le secteur des bien s non-échangeables. Elle se traduit donc par une hausse de leur prix relatif. Elle augmente les intensités capitalistiques, rend possible un salaire plus élevé tout en diminuant le chômage de deux points. Ces effets positifs procèdent d’une courbe WS non-verticale, caractérisée par une élasticité de l’emploi au salaire réel φ =12,.

Les effets sur la répartition sectorielle de la production sont plus délicats à interpréter, car la baisse du taux d’intérêt affecte à la fois les offres et les demandes dans les deux secteurs. La hausse du prix relatif des biens non-échangeables diminue la demande adressée à ce secteur. Mais elle conduit également à substituer du capital au travail dans les deux secteurs. L’investissement global augmente. La baisse du chômage augmente le revenu et la consommation. Ces effets de demande globaux l’emportent sur les effets sectoriels et l'on constate en définitive que l’emploi augmente dans les deux secteurs, mais de manière plus marquée dans le secteur échangeable. La baisse d’un demi-point du taux d’intérêt réel se traduit, à long terme, par une hausse de l’emploi de 2 points et par une hausse du produit national ( )y_nat de 5 %. (tableau 2).

Tableau 2
effets de long terme d’une baisse du taux d’intérêt réel. Cas de la loi du prix unique

Le tableau 3 montre les effets d’une hausse de 10 % des dépenses publiques. Comme nous l’avons vu, celle-ci n’affecte pas le prix relatif q_n qui est déterminé par l’offre. Le produit agrégé baisse très légèrement, et le principal résultat est une éviction de la consommation.

Tableau 3
effets de long terme d’une hausse des dépenses publiques. Cas de la loi du prix unique

Les tableaux 4 et 5 réexaminent ces résultats dans le cas d’une compétitivité restant endogène à long terme. L’élasticité-prix de long terme des exports n’est plus égale à l’infini mais prend la valeur ε_LT = 0 46,.

On constate que la baisse du taux d’intérêt a maintenant un effet très faible sur le PIB. Le prix relatif des biens échangés absorbe le choc et une baisse de la consommation vient compenser la hausse des exports et de l’investissement. Cette baisse est due à l’influence positive que le taux d’intérêt exerce sur la propension à consommer de long terme. Cet effet tient au désir des consommateurs de maintenir un rapport constant entre leur revenu disponible et leur richesse. Par définition, la baisse de r signifie une baisse du rapport entre les intérêts reçus et la richesse. Il faut donc que le rapport entre le revenu du travail net et la richesse augmente. Les ménages voudront donc atteindre un niveau plus faible de richesse, ce qui les amènera à consommer moins. La hausse des dépenses publiques a très peu d’effets, exception faite de l’éviction de la consommation.

Cette proximité des effets de demande ne joue cependant pas dans le cas d’un choc sur les prix étrangers dans la mesure où les prix des biens échangeables domestiques sont parfaitement flexibles : alors que dans un modèle traditionnel une hausse des prix étrangers permet aux entreprises d omestiq ues d’engranger d es gain s de compétitivité, la maquette décrit un comportement de “preneur de prix” dans lequel la hausse de prix étrangers est rapidement absorbée par une dilatation des marges (les gains de compétitivité présentant un caractère transitoire et résiduel).

Pour satisfaire ce supplément de demande globale, l’offre de biens échangeables est a priori plus élastique que l’offre de biens non-échangeables, si bien que l’on s’attend à voir le prix relatif des biens non-échangeables augmenter. Cependant, les prix des biens non-échangeables restent stables à court terme, pour deux raisons :

Tableau 4
effets de long terme d’une baisse du taux d’intérêt réel. Cas d’une compétitivité endogène à long terme

Tableau 5
effets de long terme d’une hausse de g. Cas d’une compétitivité endogène à long terme

Dans un tel contexte, l’activité augmente davantage dans le secteur des biens non échangeables. Au-delà de cet horizon de court terme, l’augmentation initiale d’activité est progressivement “mangée” par :

À long terme, l’augmentation de la dépense publique n’affecte pas l’offre potentielle, si bien que la production et l’emploi revienn ent progressivement à leur niveau initial. Le prix du secteur exposé est fixé par l’étranger. Le prix relatif des biens non-échangeables augmente, reflétant l’appréciation du taux de change réel de long terme de l’économie.

Une baisse du coin fiscal et social de 5 points induit une augmentation de l’emploi proche de 1,5 point à horizon de 5 ans (annexe 4). Les prix baissent dans les deux secteurs, cette baisse étant plus prononcée dans le secteur des biens non-échangeables, plus riche en emploi. Ce mouvement de prix relatif rétroagit favorablement sur la production relative de biens non-échangeables : à horizon de 5 ans la production du secteur n augmente de 4 points; celle du secteur d de 1 point.

Le prix relatif des biens non-échangeables, représentatif du taux de change réel de l’économie, augmente dans la mesure où le secteur des biens non-échangeables est moins capitalistique et tire donc moins profit de la baisse du coût du capital. L’offre relative du secteur des biens échangeables augmente corrélativement.

La baisse initiale du coût réel du travail permise par la dilatation des marges ne stimule l’offre que de manière très modeste, en raison des coûts d’ajustement des facteurs de production. Par ailleurs, la hausse des prix des biens échangeables importés et produits localement vient contaminer les prix de consommation et amputer, en raison de l’indexation des salaires, la baisse initiale du coût réel du travail. Parallèlement, la hausse des prix intérieurs déprime, via l’effet d’encaisses réelles, la demande intérieure. Au total, compte tenu de la spécification de la maquette, une variation du change ou des prix étrangers n’a que peu d’effets réels (annexe 6).

La présentation de la maquette a permis de souligner le rôle joué par la richesse et le taux d’intérêt dans la dynamique de court terme et de long terme d’une petite économie ouverte : en économie ouverte, la dynamique des stocks de dette ou de richesse qui résulte des comportements d’épargne n’affecte pas la tendance générale de l’accumulation du capital qui reste dictée par le taux d’intérêt mondial. Elle n’influence que les profils temporels de la consommation et du patrimoine financier des ménages. Une telle déconnexion ne vaut cependant que pour une version classique du modèle à prix flexibles. Dans la version complète de la maquette, la dynamique des stocks exerce un effet de retour sur la consommation et la demande et affecte ainsi toute la dynamique de court terme de l’économie.

Comme l’illustrent les variantes, les multiplicateurs de court-moyen terme de la maquette sont proches de ceux fo urnis par les mo dèles macro-économiques de facture néo-keynésienne, ce qui constitue une propriété agréable. Cette proximité trouve son origine dans la spécification retenue, qui prend la forme de modèle à correction d’erreur. Les coefficients des termes de rappel sont relativement faibles, si bien que la dynamique des actifs financiers et de l’endettement n’a qu’une incidence modeste les premières années. Plusieurs extensions de la maquette sont envisageables. La prise en compte de plusieurs qualifications en particulier permettrait une description plus fine des processus d’enrichissement de la croissance en emploi.