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Economie & prévision
La Doc. française

I.S.B.N.sans
154 pages

p. 95 à 105
doi: en cours

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n^o 154 2002/3

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Existe-t-il des interactions fiscales stratégiques entre les collectivités locales

Hubert Jayet [()]* Sonia Paty [()]* Alain Pentel [()]*

Résumé de l'article

Cet article vise à montrer empiriquement l'existence d'interactions fiscales stratégiques entre les décisions des collectivités locales dans le Nord-Pas de Calais. Notre démarche consiste à estimer la pente de la fonction de meilleure réponse qui relie le taux de taxe professionnelle d'une commune aux différents taux des collectivités concurrentes à l'aide d'un modèle avec autorégression spatiale. Nous montrons que dans certains cas, l'hypothèse d'interactions fiscales est vérifiée, les collectivités ne fixent pas librement leur taux de taxe professionnelle mais sont influencées par les choix des communes voisines et cela plus particulièrement dans les zones d'emploi à caractère métropolitain.Mots-clés : fiscalité, autorégression spatiale, mimétisme. This paper aims to demonstrate empirically the existence of strategic tax interactions between the decisions of local authorities in the Nord-Pas de Calais region. Our approach consists in calculating the gradient of the best-response function linking the rate of local business tax in one commune with the different rates in rival authorities by means of a spatial autoregression model. We show that in some cases the hypothesis of tax interactions is confirmed; local authorities do not set their local business tax rate freely but are influenced by the choices of neighbouring communes, especially in urban areas of employment.Keywords : Taxation, spatial autoregression, mimicry.

Plan de l'article

• Le modèle théorique de compétition fiscale

• Le modèle empirique

La question de l'interdépendance fiscale peut être traitée de deux manières différentes : avec des modèles de concurrence fiscale ou avec des modèles basés sur des analyses en termes de dilemme du prisonnier (Harrison et Kanter, 1978; Cornia et alii, 1978 ; Meadows et Mitrisin, 1981). Ces derniers travaux justifient en effet les aides locales aux entreprises comme une condition minimale d'installation qui peut faire l'objet d'une surenchère préjudiciable pour les budgets locaux (Madiès, 1997).

La littérature sur la concurrence fiscale, quant à elle, fait l'objet d'un nombre important de contributions théoriques. Dans la lignée des articles de Mintz et Tulkens (1986) et Wildasin (1988,1991), les travaux les plus récents supposent que les collectivités locales peuvent adopter des comportements stratégiques et que leurs décisions concernant le choix du niveau de taxe locale influencent celles des autres collectivités. Chaque décideur local adopte alors un comportement non-coopératif de fixation du taux d'imposition sur le capital industriel (supposé parfaitement mobile entre les localités) et aboutit, à l'équilibre de Nash fiscal, à la fixation de niveaux de taux d'imposition et de fourniture de biens publics locaux insuffisants.

Les deux courants aboutissent à des conclusions similaires : la mobilité des bases fiscales, en particulier du capital, conduit chaque collectivité à choisir ses taux d'imposition en tenant compte des stratégies de ses concurrents. Il y a donc interactions fiscales. Cependant, les investigations empiriques de ces interdépendances sont beaucoup plus rares (Case, Rosen et Hines, 1993 ; Brueckner, 1996 ; Brueckner et Saavedra, 2001; Buettner, 2001). Case, Rosen et Hines (1993) montrent que les dépenses totales d'un État américain sont reliées positivement à la variation de celles des États voisins. D'autre part, Brueckner et Saavedra (2001) confirment l'existence d'un effet de mimétisme concernant les décisions des communes portant sur la property tax dans l'aire métropolitaine de Boston.

En nous appuyant plus particulièrement sur un modèle standard de compétition fiscale, nous testons dans cet article l'existence d'interactions stratégiques entre les décisions des collectivités locales concernant le taux de taxe professionnelle dans le Nord-Pas de Calais. Notre démarche consiste à estimer la fonction de meilleure réponse qui relie le taux de taxe professionnelle d'une collectivité locale aux différents taux des collectivités concurrentes. Nous montrons que dans certains cas, l'hypothèse d'interdépendance fiscale est vérifiée. Les collectivités ne fixent pas librement leur taux de taxe professionnelle mais sont influencées par les choix des communes voisines.

Notre originalité par rapport aux travaux déjà réalisés tient au traitement de données françaises et au test de la même spécification spatiale sur quatre zones urbaines différentes. Notre apport n'est donc pas en termes de méthode et ce choix est volontaire. La similitude dans la démarche adoptée nous permet ainsi de comparer nos résultats avec ceux des travaux américains et cela malgré d'importantes différences institutionnelles entre les deux pays.

L'article s'organise de la manière suivante. Après avoir brièvement rappelé quelques éléments concernant le modèle théorique standard de compétition fiscale, nous présentons le modèle empirique et les données puis nous exposons les résultats des estimations.

Le modèle théorique de compétition fiscale

Dans la littérature théorique, la concurrence qui s'établit entre un petit nombre de collectivités [1] pour attirer des investisseurs est formulée en termes de jeu de compétition fiscale. Dans ce cadre, les interactions stratégiques ne peuvent être ignorées. La question récurrente à toutes ces études est de savoir s'il existe des interdépendances entre bases fiscales et si lacompétition induite aboutit à une offre sous-optimale de biens publics, les taux d'imposition et le niveau des dépenses publiques étant insuffisants.

La réponse à ces questions est apportée par des modèles où les joueurs sont des collectivités locales, le vecteur des stratégies étant assimilé à leurs choix budgétaires ou fiscaux. On suppose ainsi que chaque commune choisit son taux d'impôt sur le capital de façon à maximiser l'utilité de l'individu représentatif en considérant comme donnés les taux d'impôt des autres communes, ce qui conduit à déterminer un équilibre de Nash.

Les modèles de Mintz et Tulkens (1986), Wilson (1986) et de Wildasin (1988,1989,1991) sont représentatifs de cette démarche. Nous présentons dans ce qui suit une synthèse du modèle standard de concurrence fiscale en nous inspirant fortement de Wildasin (1988,1989). Notre objectif est de fournir un cadre d'analyse simple permettant de bien comprendre les interactions stratégiques entre les collectivités locales [2].

L'économie considérée, celle d'une agglomération ou d'un bassin d'emploi, est composée de N collectivités indicées i=1,..., N, qui cherchent à attirer du capital productif supposé parfaitement divisible et se déplaçant sans coût.

Dans chaque commune, les ménages, supposés sédentaires, possèdent un facteur fixe (du travail, des terrains ou tout autre actif spécifique) et un facteur mobile taxé, le capital productif. Le stock de capital est fixe au niveau de l'agglomération et il est détenu selon le cas par les individus résidents ou par des propriétaires extérieurs.

Le stock global de capital productif, K est considéré comme donné et K_i représente le volume de capital productif investi dans la collectivité i de sorte que :

Le capital et le facteur fixe, i.e. le travail dont l'offre est notée L_i, servent à produire un bien privé échangé sur un marché parfaitement concurrentiel et considéré comme numéraire. La technologie de production est à rendements constants sur les deux facteurs utilisés. L'offre de facteur fixe étant parfaitement rigide, on exclut tout effet de substitution entre eux suite à une modification de leur prix relatif.

En négligeant le facteur fixe, la fonction de production du bien privé, quasi-concave et deux fois différentiable, s'écrit

Le capital est supposé parfaitement mobile entre les différentes communes. Les in vestis seurs recherchent donc la localisation qui offre le meilleur rendement après impôt. À l'équilibre, le rendement net du capital, ρ, est donc partout identique,

Ces deux équations fournissent un système de n+1 équations permettant de déterminer l'allocation optimale du capital entre les différentes collectivités locales et le rendement net du capital comme des fonctions du vecteur d'imposition t :

On montre facilement en annexe que d dt_i ρ / <0. Une diminution du taux d'imposition sur le capital productif dans une localité i a donc un effet positif sur le retour net sur investissement. Comme dK dt j i / >0, la diminution du taux d'impôt local dans la commune i i j( )≠ se traduit par des délocalisations dont bénéficie cette même collectivité au détriment des autres. On a donc dK dt i i / <0 une baisse unilatérale du taux d'impôt local dans une commune i augmentant sa base imposable.

On retrouve un résultat courant de la littérature sur la concurrence fiscale. Toute modification de la fiscalité des entreprises par une partie des collectivités induit une mobilité des bases fiscales. Le capital rejoint les collectivités dont la fiscalité diminue relativement aux autres. Il en résulte des externalités de bases fiscales. L'existence de ces externalités est à l'origine d'une interdépendance entre les décisions fiscales des collectivités.

Pour déterminer l'équilibre, il nous faut préciser le comportement de l'autorité locale. On suppose que les résidents perçoivent une rémunération qui correspond au revenu résiduel une fois que le capital a été rémunéré à sa produtivité marginale. En l'absence d'épargne, les individus consomment tout leur revenu, déduction faite, bien évidemment, des impôts payés, d'où une consommation debien privé :

où θ_i est la part du stock de capital détenue par l'individu représentatif dans chacune des collectivités. Le premier terme de cette expression représente le revenu du facteur résiduel (par exemple le salaire si le travail est le facteur fixe) et le second correspond aux revenus du capital.

Les résidents d'une commune, supposés identiques dans leurs goûts et leur revenu, ont une fonction d'utilité dont les trois arguments sont la consommation de bien privé, c_i, la quantité de bien public local, z_i, ce dernier ne faisant l'objet d'aucun effet de débordement dans son utilisation et les caractéristiques socio-économiques de la collectivité. La fonction d'utilité de l'ensemble des résidents d'une collectivité s'écrit donc

Le bien public local, produit exclusivement à partir du bien privé, est financé par une taxe unitaire prélevée à la source, t_i. L'équilibre budgétaire de la collectivité locale se traduit donc par :

Un vecteur t t t_I* ( ,..., )=₁ est un équilibre de Nash fiscal si, pour tout i t_i,^* est la solution du programme suivant :

t_i est déterminé par la solution de l'expression du TMS [3] qui suit :

La solution de ce problème de maximisation permet de définir à l'équilibre de Nash la fonction de meilleure réponse de la collectivité i. Elle donne la valeur optimale de t_i en fonction des t_j anticipés ( i = 1 ,...,I, i j≠ ) ainsi que des déterminants des besoins fiscaux des habitants de la collectivité i résumés dans X_i. Elle s'écrit donc :

Chaque localité choisit son propre taux de taxe de manière stratégique en anticipant le taux de taxe local des autres communes et en tenant compte des déterminants locaux de la fonction de production. À l'équilibre de Nash, les anticipations de chacune sont vérifiées.

Comme nous l'avons noté plus haut, une collectivité qui procède à une baisse de son taux d'imposition voit le capital affluer sur son territoire en provenance des autres localités. Ces dernières ont donc tout intérêt à diminuer aussi leur taux de façon à enrayer la fuite des capitaux. On s'attend alors à une complémentarité stratégique des taux de taxation. Les fonctions de réactionτ_i (.) sont donc croissantes (voir Wildasin, 1991, pp.399-400) soit ∂τ ∂ i j t/ >0.

Le modèle empirique

Si les travaux théoriques relatifs aux interactions fiscales stratégiques sont relativement nombreux, les études empiriques sont beaucoup plus rares et presque toutes américaines. Pionniers en la matière, Case, Rosen et Hines (1993) estiment la pente de la fonction de réaction qui relie le budget d'un État à ceux des États voisins en utilisant la méthode du maximum de vraisemblance. Ils montrent que les dépenses totales d'un État augmentent de 70 cents suite à une hausse de 1 dollar de celles des États voisins [4]. S'inspirant de la même démarche pour vérifier et mesurer l'intensité de la concurrence fiscale sur l'aire métropolitaine de Boston, Brueckner et Saavedra (2001) proposent d'estimer la pente de la fonction de réaction qui relie le niveau de la property tax [5] d'une commune à celui des autres communes voisines. Ils obtiennent une estimation significative et positive de cette pente et concluent à l'existence d'un effet de mimétisme ou de copycat fiscal entre les décisions des collectivités.

À l'instar de ces derniers travaux, l'objectif de nos investigations empiriques sera l'estimation d'un système de fonctions de meilleure réponse donné plus haut par l'équation (8). L'ensemble des fonctions de meilleure réponse de chaque collectivité forment un sytème d'équations simultanées (8). A l'équilibre de Nash fiscal, les taux de chaquecollectivité sont donnés par ce système [6].

Puisqu'à l'équilibre le taux d'imposition d'une commune dépend des choix fiscaux des autres communes, la relation (8) conduit à une spécification avec autorégression spatiale (Anselin, 1988 ; Jayet, 1993) dans laquelle la variable expliquée dépend en chaque point des valeurs prises en d'autres points de l'espace. Ce modèle peut être considéré comme une approximation locale au premier ordre d'une fonction de réaction quelconque. En écriture matricielle, la spécification de notre modèle empirique prend la forme du modèle log-linéaire avec autorégression spatiale suivant :

avec :

t le vecteur des taux de taxe professionnelle ;
W la matrice d'interactions spatiales normalisée;
X la matrice des caractéristiques socio-économiques ;
ρ le coefficient d'autorégression qui donne la pente de la fonction d e meilleure réponse. La significativité statistique du ρestimé nous indiquera l'existence ou non d'interactions stratégiques fiscales entre les collectivités ;
ε le vecteur des résidus, identiquement et indépendamment distribués (i.i.d.). Toutefois, dans le cadre de ce modèle, nous testerons également la présence éventuelle d'autocorrélation spatiale. Dans ce cas, les résidus sont dépendants entre localités selon la relation ε λ ε μ= +W où λ est le coefficient d'autocorrélation spatiale et μ est supposé i.i.d.

Aussi, la forme réduite de notre modèle devient :

La méthode des moindres carrés ordinaires n'est pas directement applicable à ce type de modèle car l'autorégression introduit des interdépendances entre les valeurs de la variable endogène en différents points de l'espace. Les coefficients estimés sont biaisés et inefficaces. L'introduction de la dimension spatiale nécessite donc un cadre méthodologique alternatif d'estimation. Nous utiliserons ici la technique du maximum de vraisemblance.

Il est exclu d'estimer séparément chacun des coefficients de la matrice d'interactions spatiales W. Le nombre de coefficients à estimer serait alors plus élevé que le nombre d'observations. La méthode usuelle est de spécifier W puis d'estimer le coefficient ρ. Comme la théorie n'aboutit pas à la spécification d'une matrice de pondération ou d'interaction W particulière, il est préférable d'en essayer plusieurs. Aussi, dans le cadre de notre modèle, à l'instar de Brueckner et Saavedra (2001), nous testons les quatre matrices de pondération normalisées [7] suivantes :

la matrice de contiguïté simple notée W^cont : le poids unitaire de chaque ligne est également réparti entre toutes les localités j qui possèdent une frontière commune avec la localité i. Les localités non contiguës ont un poids nul ;
la matriceW^d suppose une décroissance lente du poids avec la distance. Le poids global unitaire de chaque ligne est réparti entre toutes les localités, de manière inversement proportionnelle à la distance, soit
avec i j≠ et i k≠ où d_ij et d_ik désignent respectivement les distances entre centroïdes des communes i et j et des communes i et k ;
la matrice de contiguïtéW^Pcont attribue un poids P _j proportionnel à leur population aux localités j contiguës à la localité i et un poids nul à celles qui ne sont pas contiguës à i;
dans la matrice
les poids sont proportionnels à la taille et inversement proportionnels à la distance. Ils sont donnés par
avec i j≠ et i k≠. Cette matrice présente l'avantage de prendre en compte non seulement la contiguïté spatiale d'ordre supérieur à 1 mais aussi les poids relatifs des communes les unes par rapport aux autres.

Les données

Pour les informations de nature fiscale, nous disposons de fichiers fournis par l'intermédiaire de l'Insee contenant les bases fiscales et les taux locaux de taxe professionnelle, ventilés en parts communale, communauté urbaine, départementale et régionale pour les communes du Nord-Pas de Calais en 1995. Les caractéristiques socio-économiques de chaque commune appartenant aux zones étudiées sont issues de la base "Abrégé des données communales" de l'Insee.

Nous n'avons pas retenu l'ensemble du Nord-Pas de Calais comme zone d'étude car nous pensons que les interactions n'y sont pas partout de même niveau que celles qui existent au sein des zones les plus urbanisées de larégion. Nous avons donc sélectionné les quatre ensembles de zones d'emploi, au sens de l'Insee [8], les plus urbains du Nord-Pas de Calais :

la zone métropolitaine lilloise : il s'agit des deux zones d'emploi de Lille et Roubaix-Tourcoing (soit au total 125 communes et plus d'un million d'habitants) ;
le littoral composé des trois zones d'emploi du Boulonnais, du Calaisis et du Dunkerquois (soit 198 communes) ;
les deux zones d'emploi du Valenciennois et du Cambrésis (soit 130 communes) ;
le bassin minier constitué des communes les plus urbaines des zones d'emploi de l'Artois-Ternois
Arras), du Lens-Hénin (Lens) et du Béthune-Bruay
Béthune) (soit 230 communes).

N ous av ons retenu parmi les variables socio-économiques disponibles celles qui nous semblaient les plus pertinentes pour expliquer les choix fiscaux des ensembles traités :

des variables de richesse : la base fiscale par habitant et le revenu par habitant par rapport à la population totale. Même si la théorie n'a pas de conclusion tranchée sur le sujet, ces variables sont supposées évoluer en sens contraire du taux de taxe professionnelle car une commune bénéficiant de ressources importantes peut en profiter pour diminuer sa pression fiscale (Aragon et Le Pottier, 1988) ;
des variables de structure d'activité. Nous retenons le nombre d'établissements dans les secteurs primaire, secondaire et tertiaire [9]. Les activités agricoles n'étant pas assujetties à la taxe professionnelle, une commune rurale doit compenser ses faibles ressources par une pression fiscale plus forte sur d'autres secteurs. Par ailleurs, comme les activités du secondaire nécessitent des dépenses publiques importantes, nous pensons que le signe de cette variable est a priori positif ;
des variables de composition de la population : le taux de chômage et la proportion des employés par rapport à la population totale. Le signe du taux de chômage doit être a priori négatif. Il traduit l'effet de compétition fiscale selon lequel une commune qui se caractérise par un chômage important souhaite attirer plus d'entreprises grâce à une baisse de la pression fiscale. La proportion des employés traduit quant à elle un effet de composition. En effet, cette catégorie de travailleurs se retrouve majoritairement dans le tertiaire, secteur qui nécessite moins d'infrastructures publiques que le secondaire. Le signe est a priori négatif ;
un indicateur du degré d'urbanisation : la densité de la population. En effet, les agglomérations se caractérisent le plus souvent par une pression fiscale alourdie ;
une variable muette indiquant la proximité du littoral (seulement pour Boulogne, Calais et Dunkerque). Les activités portuaires ou liées au tourisme impliquent des dépenses publiques importantes et nécessitent des ressources fiscales plus élevées.

Les résultats

Dans le tableau 1 qui suit, nous indiquons, pour chaque site, les valeu rs des coefficients d'autorégression ρ, i.e. de la pente de la fonction de meilleure réponse, estimés avec l'ensemble des variables socio-économiques retenues. Dans le cadre de ce modèle avec autorégression spatiale, nous précisons également à chaque fois les résultats du test d'autocorrélation résiduelle. Puis, pour chacun des sites étudiés, nous présentons dans le tableau 2 les résultats pour la seule matriceW^P ^d/.

Les résultats confirment en général nos hypothèses quant à l'existence d'interactions fiscales. En effet, nous obtenons des coefficients positifs et significatifs de la pente de la fonction de meilleure réponse pour trois des quatre sites étudiés et ce, quelle que soit la matrice d'interactions spatiales utilisée. Sauf dans le bassin minier, la meilleure réponse d'une collectivité à la variation du taux de taxe professionnelle dans les communes voisines est donc bien de modifier son propre taux dans le même sens, ce qui est conforme aux prédictions théoriques.

De plus, selon le site étudié et la spécification de la matrice de pondération choisie, nous obtenons des estimations différentes du co efficient d'autorégression spatiale. Le mimétisme fiscal n'atteindrait donc pas la même intensité dans les quatre ensembles de zones d'emploi.

La matrice de pondérationW^P ^d/ basée à la fois sur la distance et sur la population donne les résultats les plus significatifs [10] et les plus pertinents. Or, par rapport aux autres matrices, W^P ^d/ présente deux caractéristiques essen tielles. D'une part, contrairement àW^cont etW^Pcont, elle ne cantonne pas les interactions à de simples effets de contiguïté. D'autre part, à l'inverse de W^d etW^cont, l'interaction est d'autant plus forte que la collectivité concurrente est peuplée. De la meilleure qualité des résultats avec W^P ^d/, on tire donc la conclusion que la concurrence fiscale a tendance à se diffuser à l'ensemble de l'agglomération et est plus intense entre les communes les plus importantes. Nous ne présenterons dans la suite de cet article que les résultats liés à cette spécification. Nous rappelons que si nous n'avons pas retenu l'ensemble du Nord-Pas de Calais, c'est parce qu'il n'y a aucune raison de considérer a priori que les interactions sont partout de même niveau que celles qui existent au sein des zones les plus urbaines.

Tableau 1
estimations du coefficient d'autorégression spatiale et tests d'autocorrélation résiduelle pour les quatre sites(*)

IMGIMGTableau 1 : estimations du coefficie...IMGIMF

Tableau 2
résultats des estimations pour les quatre sites(*)

IMGIMGTableau 2 : résultats des estimation...IMGIMF

La présence d'autocorrélation spatiale dans la partie aléatoire du modèle pouvant fausser les résultats, nous avons utilisé un test du score avec pour hypothèse nulle l'absence d'autocorrélation spatiale. Dans tous les cas, l'hypothèse nulle est largement acceptée aux niveaux usuels de risque [11]. Le modèle log-linéaire avec autorégression spatiale est donc la spécification adéquate car elle intègre le mieux la dimension spatiale du phénomène étudié. Pour chacun des sites étudiés, nous présentons donc le tableau 2 des estimations pour la seule matriceW^P ^d/.

Nous remarquons que l'effet des variables et leur caractère significatif varie d'un site à l'autre [12]. En effet, ce sont les variables socio-économiques qui expliquent les différences de comportement entre les différentes localités et qui justifient la persistance des écarts de taxation. Comme les différents ensembles de zones étudiées diffèrent par leurs caractéristiques socio-économiques, les variables explicatives des choix fiscaux de chacun des ensembles traités sont donc différentes d'un site à l'autre.

Nous procédons alors à une estimation du modèle avec autorégression spatiale spécifique à chacun des sites (voir tableau 3). La différence avec l'analyse précédente provient du choix des variables socio-économiques retenues. Nous estimons les modèles avec autorégression spatiale avec les seules variables apparues significatives au tableau 2 et cela pour chaque site.

Par rapport aux tableaux 1 et 2, les résultats du tableau 3 confirment à nouveau nos hypothèses quant à l'existence d'interactions fiscales entre les décisions des communes du Nord-Pas de Calais [13]. Comme plus haut, nous obtenons des coefficients positifs et significatifs de la pente de la fonction de meilleure réponse pour les quatre sites étudiés sauf pour le bassin minier. Ils sont pratiquement identiques aux résultats précédents. La spécification avec autorégression spatiale ne permet donc pas d'expliqu er la fix ation du taux de taxe professionnelle dans le bassin minier. Les autorités locales ne tiendraient pas compte des décisions des autres localités pour décider de leur propre taux de taxe professionnelle. En revanche, les coefficients d'autorégression spatiale prennent des valeurs significatives et relativement importantes dans la zone métropolitaine lilloise, le littoral et le Valenciennois-Cambrésis. Les décisions fiscales des zones les plus urbaines semblent donc plus sensibles aux taux pratiqués par les collectivités locales concurrentes. De plus, pour ces trois zones, le coefficient d'autorégression présente des valeurs similaires entre 0,58 et 0,73. On notera que, dans un contexte institutionnel très différent, les estimations de Brueckner et Saavedra (2001) étaient d'un ordre de grandeur similaire. À l'opposé, les choix d'imposition des communes d'un site plus déstructuré comme le bassin minier sont moins influencés par ceux des localités voisines mais davantage par des caractéristiques socio-économiques.

Les indicateurs de richesse comme la base fiscale et le revenu par habitant nous permettent de vérifier les résultats théoriques standards. Un coefficient négatif situé devant ces deux variables nous indique que les collectivités profitent de ressources plus importantes pour diminuer leur taux de taxe professionnelle. La base fiscale moyenne prend une valeur négative et significative pour tous les sites étudiés. Le revenu moyen présente le signe attendu pour la zone métropolitaine lilloise et le bassin minier mais pas pour le littoral, ni pour le Valenciennois-Cambrésis.

Tableau 3
résultats des estimations pour les quatre sites(*)

IMGIMGTableau 3 : résultats des estimation...IMGIMF

En ce qui concerne les variables de structure d'activité, le nombre des établissements du secteur primaire n'est significatif que pour la zone métropolitaine lilloise. Son signe positif signifie qu'une collectivité rurale serait obligée de maintenir son taux à un niveau relativement élevé pour financer ses dépenses. Le nombre des établissements des deux autres secteurs réunis est une variable significative pour le Valenciennois-Cambrésis et le bassin minier et prend le signe positif attendu, indiquant le besoin des collectivités de financer des dépenses d'infrastructures plus importantes à l'aide d'une hausse du taux de taxe professionnelle.

Notre indicateur du degré d'urbanisation, à savoir la densité, est significatif pour les quatre sites, sauf pour le bassin minier. Plus une commune est urbaine (i.e. se caractérise par une densité élevée), plus la commune devrait augmenter son taux de taxe professionnelle pour satisfaire les besoins en services publics plus importants de ses habitants.

Les variables de composition de la population interviennent surtout dans le cadre des deux derniers sites étudiés, le Valenciennois-Cambrésis et le bassin minier. Il semble donc que les décisions fiscales des zones les moins urbaines soient plus sensibles aux caractéristiques socio-économiques qu'aux indicateurs de richesse fiscale.

Le signe négatif attendu de la proportion d'employés se retrouve à la fois pour le Valenciennois-Cambrésis et pour le bassin minier. En effet, la liaison négative entre les deux variables peut s'interpréter comme un effet de composition car les employés travaillent majoritairement dans le tertiaire, secteur qu i nécessite moins d'infrastructures publiques que le secondaire.

Nous observons que le taux de chômage est relié négativement au taux de taxe professionnelle dans le seul bassin minier. Ce signe négatif serait lié à un effet de compétition fiscale entre les collectivités. Ces dernières, lorsqu'elles se caractérisent par un taux de chômage élevé, tenteraient d'attirer des entreprises sur leur territoire afin d'offrir de nouveaux emplois et cela en diminuant leur taux de taxe professionnelle.

Enfin, comme certaines localités proches de la mer bénéficient d'une industrie portuaire et/ou d'activités liées au tourisme, la variable muette permet de saisir les effets de la proximité du littoral sur les choix fiscaux d'une localité. Elle prend une valeur positive très significative pour le seul site concerné (le littoral) nous indiquant que la proximité de la mer est une aménité qui incite les collectivités à augmenter leur pression fiscale.

Nous pouvons conclure qu'il existe effectivement des différences significatives entre les variables d'accompagnement de nos quatre ensembles de zones étudiées. Si Lille, Roubaix-Tourcoing (et dans une moindre mesure le littoral et le Valenciennois-Cambraisis) se définissent comme des zones métropolitaines, le bassin minier a perdu ce caractère métropolitain et garde néanmoins une dimension urbaine en crise.

Conclusion

Les tests empiriques menés sur le Nord-Pas de Calais nous ont permis de mettre en évidence l'existence d'interactions fiscales stratégiques entre les collectivités locales concernant le taux de taxe professionnelle pour l'année 1995 pour trois des quatre ensembles des zones d'emploi testées. L'hypothèse de mimétisme fiscal est donc bien vérifiée pour la zone métropolitaine lilloise, le littoral et le Valenciennois-Cambrésis. Ceci signifie que les autorités locales appartenant à ces zones d'emploi ne décident pas de leur taux de taxe professionnelle indépendamment de ceux fixés par les localités voisines. En revanche, nous n'avons pas obtenu de résultats similaires pour le bassin minier. Les collectivités de cette zone, caractérisées par un degré d'urbanisation moindre que les précédentes, ne seraient pas soumises à l'influence significative des décisions des localités voisines en matière de politique fiscale. La détermination du taux de taxe professionnelle de chaque commune ne semble obéir qu'à ses seules caractéristiques intrinsèques.

Le degré d'urbanisation paraît donc influencer l'intensité des interactions stratégiques au sein des zones d'emploi. Plus la région a un caractère métropolitain, plus le mimétisme fiscal est important.

Annexe

Des équations (3) et (4), nous obtenons :

Sachant que f K i i''( )<0 on a donc bien pour i j≠ :

La diminution du taux d'impôt local dans la commune j se traduit par des délocalisations de la collectivité i vers la commune j. On a donc :

Une baisse unilatérale du taux d'impôt local dans une commune i augmente sa base imposable.

On en déduit que :

Une diminution du taux d'impôt sur le capital productif dans une localité i a donc un effet positif sur le retour net sur investissement.

t_i^* est la solution du programme suivant :

Des conditions du premier ordre, nous tirons :

avec λ multiplicateur de Lagrange, d'où :

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· Wildasin D.E. (1988). "Nash Equilibria in Models of Fiscal Competition", Journal of Public Economics, vol. 35,229-240.

· Wildasin D.E. (1991). "Some rudimentary "duopolity'' Theory'', Regional Science and Urban Economics, vol. 21, 393-421.

· Wilson J.D. (1986). "A theory of interregional tax competition", Journal of Urban Economics, vol.19, pp. 296-315.

NOTES

[(*)]

MEDEE, Faculté des Sciences Economiques et Sociales, USTL. JJayet@ pop. univ-lille1. fr PPaty@ pop. univ-lille1. fr

[(1)]

Le nombre de collectivités étudiées est souvent réduit à deux afin de simplifier la résolution du problème.

[(2)]

Le lecteur pourra aussi se reporter au modèle simple de Madiès et Paty (2000).

[(3)]

Les calculs figurent en annexe

[(4)]

Ils estiment un modèle avec autorégression spatiale en utilisant des données annuelles sur le continent nord-américain pendant la période 1970-1985.

[(5)]

La property tax ne correspond ni exactement à notre taxe professionnelle ni à notre taxe foncière au sens où elle désigne un impôt sur la propriété foncière et immobilière. En France, son équivalent serait plutôt une combinaison de la taxe foncière et de la taxe professionnelle pour les entreprises (et une association de la taxe foncière et de la taxe d'habitation pour les ménages).

[(6)]

Il s'agit donc d'une structure statique et non pas d'une réaction à un changement.

[(7)]

La normalisation signifie que la somme des termes de chaque ligne de la matrice est égale à l'unité. Elle permet d'interpréter le coefficient ρ comme un coefficient de corrélation, compris entre-1 et +1.

[(8)]

Une zone d'emploi est une zone géographique où la majeure partie de la population réside et travaille. Elle délimite l'aire d'influence des grands pôles d'emploi.

[(9)]

Ici le problème de la simultanéité entre le nombre d'établissements et la quantité de capital à attirer ne se pose pas pour deux raisons. Tout d'abord, il peut exister des dispersions de taille d'établissements très fortes. À un faible nombre d'établissements dans une commune peut correspondre une quantité de capital très importante. D'autre part, il existe un décalage dans le temps entre ces deux variables. Les données sur les nombres d'établissements sont fournies par des enquêtes de 1990 tandis que les taux destinés à expliquer les quantités de capital attiré datent de 1995.

[(10)]

Cette matrice nous permet d'une part d'observer des valeurs élevées de la log-vraisemblance dans le tableau 1 mais aussi d’obtenir des résultats convergents pour chacun des sites (ce qui n’est pas le cas avec les autres matrices). Le choix d’une seule matrice permet en outre de comparer les résultats obtenus entre les différents ensembles de zones d’emploi testées.

[(11)]

En effet, la probabilité très elévée figurant entre crochets nous indique l'absence d'autocorrélation spatiale résiduelle.

[(12)]

Il s'agit d'interprétations toutes choses égales par ailleurs.

[(13)]

À nouveau, le test de Lagrange ne met pas en évidence d'effets résiduels liés à l'autocorrélation.

no 154 2002/3