Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
154 pages
p. 43 à 49
doi: en cours
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no 156 2002/5
Le mimétisme fiscal : une application aux Régions françaises
Lars P. Feld [(*)] Jean-Michel Josselin [(**)] Yvon Rocaboy [(***)]
Le mimétisme fiscal a récemment fait l’objet d’une attention particulière dans l’analyse des interactions fiscales entre
collectivités territoriales. Le mécanisme de ces interactions peut procéder de la possibilité qu’ont les électeurs de
comparer la politique fiscale de leur gouvernement à celle menée dans les collectivités voisines et d’évaluer ainsi
l’efficacité relative de leurs élus. Ce contrôle potentiel peut inciter ces derniers à s’imiter. Une telle attitude, contrairement
à la compétition fiscale « en base », peut conduire à une convergence des taux d’impôt à un niveau plus élevé que le niveau
efficace. Dans cet article, un modèle simple de type « concurrence par comparaison » est proposé et testé empiriquement
sur les régions françaises.Mots-clés :
mimétisme fiscal, concurrence fiscale, régions françaises, décentralisation.
Yardstick competition has recently gained attention in the analysis of tax interactions among regional or local
governments. Voters compare the tax policy of their government to those of neighbouring jurisdictions in order to
evaluate the tax efficiency of their representatives. This may induce the latter to adopt the policy of other jurisdictions.
The difference with tax competition is that ‘mimicking’may also lead to a convergence of tax rates at a level higher than
the competitive one. In this paper, such a model of yardstick competition is developed and empirically tested using data
for tax-setting behaviour of the French regions since the decentralisation process.Keywords :
tax mimicking, tax competition, French regions, decentralisation.
Nous tenons à remercier I. Cadoret et un rapporteur anonyme pour leurs suggestions et commentaires fructueux. Il va de soi que les
erreurs et imprécisions subsistantes restent nôtres.
Le mimétisme fiscal a récemment fait l’objet d’une attention particulière dans l’analyse des
interactions fiscales entre collectivités territoriales. Le mécanisme de ces interactions peut
procéder de la possibilité qu’ont les électeurs de comparer la politique fiscale de leur
gouvernement à celle menée dans les collectivités voisines et d’évaluer ainsi l’efficacité relative
de leurs élus. Ce contrôle potentiel peut inciter ces derniers à s’imiter. Une telle attitude,
contrairement à la compétition fiscale “en base”, peut conduire à une convergence des taux
d’impôt à un niveau plus élevé que le niveau efficace. Dans cet article, un modèle simple de type
“concurrence par comparaison” est proposé et testé empiriquement sur les régions françaises.
Les modèles de concurrence fiscale se sont
largement développés depuis le début des années
quatre-vingt, tout particulièrement à la suite des
travaux de Wildasin (1988). Comme le montre l’état
des lieux récents de Wilson (1999), cette
concurrence amène dans le cadre de nombreux
modèles à prédire une course vers le bas des taux
d’imposition. Les bases fiscales localisées étant
sensibles au taux qu’elles subissent, leur mobilité
relative conduit les gouvernements locaux à une
concurrence prédatrice. Les biens collectifs sont
alors fournis en quantité sous-optimale, les taux
nécessaires pour les financer n’étant pas atteints.
Cette concurrence fiscale et la convergence à la
baisse des taux d’impôt peuvent être remises en
question, sinon fondamentalement du moins
partiellement, tant sur les plans théorique
qu’empirique.
Sur le plan théorique, d’une part, si l’analogie de la
compétition de marché en matière de concurrence
entre institutions est certes très répandue depuis
Tiebout (1956), elle n’en devrait pas moins admettre
également des explications complémentaires. En
particulier, les mécanismes de tournoi, de “yardstick
competition”, de mimétisme, sont autant
d’explications possibles du comportement des élus.
Dès lors que les électeurs ont la capacité de regarder
ce qui se passe dans les collectivités voisines ou
similaires, ils peuvent tirer de cette comparaison des
enseignements. De même, les gouvernements
locaux en place doivent tenir compte non seulement
des critiques et promesses de leurs concurrents
directs sur le territoire qu’ils dirigent, mais
également des performances des élus voisins. Ce
double mécanisme de concurrence, à la fois avec les
entrants potentiels et les agents déjà présents sur le
marché, est bien connu de l’économie du travail
(Holmstrom, 1982) ou de la firme (Shleifer, 1985). Il
a pénétré plus tardivement le champ de l’économie
publique, avec notamment les travaux de Salmon
(1987), Ladd (1992), Case (1993), puis plus
récemment de Figlio, Kolpin et Reid (1999),
Brueckner (2000) et Saavedra (2000).
Sur le plan empirique, d’autre part, des travaux
montrent la pertinence de l’hypothèse de
mimétisme, avec par exemple les tests de Case,
Rosen et Hines (1993), Besley et Case (1995),
Heyndels et Vuchelen (1997). Il n’existe pas, à notre
connaissance du moins, de travaux similaires qui
porteraient sur des Régions françaises. Or la
décentralisation possède désormais un certain recul,
ce qui autorise une analyse statistique des
comportements fiscaux.
Au regard du renouveau théorique de la concurrence
entre collectivités publiques et à l’exemple des
travaux empiriques qui se développent dans d’autres
pays, l’objectif de l’article est triple. Tout d’abord, il
s’agit de prendre la mesure concrète de l’évolution
des taux d’impôt des collectivités régionales : y a-t-il
bien comme le prédit la concurrence fiscale liée à la
mobilité des bases une convergence vers le bas de ces
taux ? La première partie en fournit une analyse
statistique descriptive. Si elle infirme cette
convergence vers le bas, c’est qu’il est possible que
des mécanismes de concurrence soient à l’œuvre,
qui ne relèvent pas de ce type de compétition fiscale.
L’objectif de l’article est donc ensuite de proposer un
modèle très simple de “yardstick competition” qui
puisse mettre à jour les conditions d’apparition de
comportements de mimétisme fiscal. C’est l’objet de
la deuxième partie. Enfin, les tests économétriques
doivent pouvoir corroborer l’existence de telles
stratégies et en fournir des variables explicatives
significatives, ce à quoi est consacrée la troisième
partie.
Évolution des taux d’imposition dans les Régions françaises
Depuis 1986, les Régions ont la liberté de faire varier
leurs taux d’imposition en respectant un tunnel de
taux fixé par la loi. L’un des impôts concernés est la
taxe d’habitation. Immédiatement après la
décentralisation, la variance de cette taxe croît
considérablement. Son coefficient de variation pour
les 22 Régions passe de 37,78 en 1985 à 46,85 en
1987. Ces collectivités territoriales utilisent la
nouvelle marge de manœuvre budgétaire qui leur est
offerte. Le graphique 1 l’illustre en prenant à titre
d’exemple un échantillon de Régions (Alsace,
Aquitaine, Auvergne, Bourgogne, Bretagne, Centre,
Champagne-Ardenne, Corse, Franche-Comté et
Languedoc-Roussillon). Les taux entament ensuite
un processus de convergence qui fait passer le
coefficient de variation de 46,85 en 1987 à 23,13 en
1995. Cette réduction d’environ 51% témoigne
certes de cette convergence, mais, contrairement aux
prédictions du modèle standard de compétition
fiscale, celle-ci s’engage à la hausse, et ce de manière
continue ( graphique 1).
Graphique 1
taux de taxe d’habitation des Régions
françaises, 1984 à 1999 
Graphique 2
taux de taxe professionnelle
des Régions françaises, 1984 à 1999 
Graphique 3
taux de taxe foncière sur les propriétés
bâties des Régions françaises, 1984 à 1999
Graphique 4
taux de taxe foncière sur les propriétés
non bâties des Régions françaises, 1984 à 1999
On retrouve un processus similaire avec la taxe
professionnelle. Le graphique 2 reprend le cas des
sept Régions précédentes et illustre une convergence
vers le haut. Pour l’ensemble des 22 Régions, on
observe là encore, juste après la décentralisation, un
accroissement momentané de la variation des
politiques de taux (le coefficient de variation passe
de 39,84 en 1985 à 40,98 en 1987), puis le
phénomène de convergence se met en place pour
aboutir à un coefficient de variation de 19,92 en
1995. Comme dans le cas de la taxe d’habitation, les
taux de taxe professionnelle croissent continûment
sur la période 1987-1999.
Ce phénomène de convergence à la hausse est certes
moins net en ce qui concerne les deux taxes
foncières. L’évolution illustrée par les graphiques 3
et 4 (respectivement pour les fonciers bâti et non
bâti) est plus contrastée. Même si elle se traduit par
une tendance générale à la hausse, la convergence est
beaucoup moins marquée que dans les deux cas
précédents. Cela dit, pour les 22 Régions, le
coefficient de variation pour le foncier bâti passe de
53,43 en 1987 à 37,55 en 1995, ce qui constitue tout
de même une diminution de 30%. Dans le cas du
foncier non bâti, l’ordre de grandeur est similaire
avec une baisse de 28% pour le coefficient de
variation qui diminue de 47,68 à 34,31 sur la même
période.
L’intuition d’une concurrence entre collectivités
territoriales qui passerait non seulement par la
compétition fiscale liée à la mobilité des bases, mais
peut-être plus encore par des mécanismes de
“yardstick competition” est donc bien loin d’être
infirmée par la simple lecture des données. Il reste à
l’expliciter au plan théorique avant de l’étayer par
des tests économétriques.
Cadre théorique
Le modèle proposé ici a pour cadre deux collectivités
territoriales qui fournissent toutes les deux un bien
public financé par l’impôt. Dans chacune, l’électeur
décisif est le principal d’une relation d’agence. L’élu
y tient le rôle de l’agent. Les modèles sur ce thème
abondent et il n’est pas question ici d’en proposer un
survol. L’objectif est plutôt de concentrer le propos
sur la question du mimétisme. Lorsque les
principaux ont la possibilité de comparer les actions
de leurs agents respectifs, ceux-ci peuvent intégrer
cette donnée dans leurs comportements. Ces
comportements sont supposés être non coopératifs,
tant de la part des principaux que des agents. Cette
hypothèse permet d’écarter l’éventualité de
coalition de ces derniers, lesquels pourraient ainsi
tenter une alliance “sur le dos” des principaux, par
ex emple en ado ptan t d es comportements
stratégiques non sincères et parallèles. Dans le même
temps, les électeurs décisifs n’ont pas la possibilité
de mettre en place une agence commune qui leur
permettrait de coordonner leur contrôle des agents.
Le jeu se déroule sur deux périodes, une élection
ayant lieu lors de chacune d’entre elles. Dans les
deux collectivités représentées respectivement par
les agents i et j, les principaux souhaitent obtenir à
chaque période la même quantité de bien public
g g= et g g=. Ce dernier est assimilé à la
i i j j dépense publique (la fonction de production
correspondante est donc l’identité, ce qui permet
d’évacuer le problème de l’efficacité technique des
processus productifs pub lics locaux ). Le
financement s’appuie sur l’imposition des bases
fiscales B et B dont le niveau est variable. On note
ij B+ et B+ les valeurs maximales des bases, B− et B−
ijij les valeurs minimales. Le principal connaît ces
bornes mais ne sait pas quelle est la valeur
effectivement prise par la base. L’agent a en
revanche une information parfaite sur la conjoncture
fiscale, donc sur l’assiette dont il dispose pour
financer gi ou gj.
Puisque le principal a la possibilité de comparer sa
situation fiscale à celle de la collectivité voisine, il
dispose d’une information sur la qualité relative de
son agent. Si pour des niveaux donnés de bien public
gi et gj dans chacune des collectivités, le taux
d’impôt ti pratiqué en i est jugé élevé par rapport au
taux tj constaté en j, le principal peut légitimement
s’interroger sur le renouvellement du mandat
accordé à son agent. En revanche, si le taux est jugé
faible comparé au taux pratiqué ailleurs, l’électeur
sera plus enclin à donner sa voix à l’élu sortant.
Formellement, la probabilité de réélection d’un
agent notée Ï€ dépend positivement du taux pratiqué
par la collectivité voisine et négativement de son
propre taux, soit :Ï€ Ï€ i i t t= ( , ) avec ∂Ï€ ∂t/ < 0 et
i j i i ∂Ï€ ∂t/ > 0. On s’inspire ici de la formulation
i j utilisée dans les modèles de vote probabiliste (par
exemple Coughlin et Nitzan 1981). Par hypothèse,
cette probabilité est connue de l’agent.
L’élu est supposé adopter un comportement
prédateur car il souhaite maximiser son espérance de
gain, représentée par la différence entre la recette
fiscale et la dépense publique à consentir pour
financer g. Il peut utiliser cette rente afin de
i financer des projets qui ne profitent pas au principal,
en ce sens qu’il ne rentrent pas dans g. Par
i hypothèse, il ne peut accomplir que deux mandats
successifs. Par souci de simplification, le taux
d’actualisation est supposé nul et la base fiscale B
i est identique sur les deux périodes. L’équilibre
parfait en sous-jeu se calcule alors facilement. En
seconde période, n’ayant rien à perdre, l’élu pratique
−
systématiquement le taux le plus élevé t g B i+ = /
i i quelle que soit la conjoncture fiscale. Dans ces
conditions, le taux d’impôt choisi en première
période se déduit du programme suivant :
La condition d’optimalité du premier ordre est
donnée par l’équation :
et celle du second ordre :
Le terme de gauche de l’équation (2) mesure la perte
de l’espérance de gain de deuxième période liée à un
accroissement marginal du taux d’impôt en première
période, tandis que le terme de droite mesure le gain
en première période de cet accroissement marginal
de t. L’espérance de perte marginale étant croissante
i en t et le gain marginal constant, il existe un taux
i d’équilibre pour lequel le gain marginal est juste égal
à la perte marginale.
En t ermes de statiq ue co mp arativ e, un e
augmentation du niveau de bien public offert g se
i traduit par une baisse de l’espérance de gain de
deuxième période et donc par un accroissement du
taux d’impôt ti à l’équilibre. Il y a donc une relation
positive entre le taux pratiqué par l’agent i et le
niveau de bien public g offert dans cette collectivité,
i toutes choses égales par ailleurs.
La condition d’optimalité du premier ordre permet
en outre de définir la fonction de réaction de la
collectivité i. En appliquant le théorème des
fonctions implicites, on obtient la pente de la courbe
de réaction de i dans le plan ( , )t t i j :
Pour qu’il y ait interaction stratégique, il faut que la
probabilité marginale de réélection dépende du taux
d’impôt de la collectivité voisine, c’est-à-dire
∂ Ï€ ∂ ∂ 2 0 i i j i j t t t t( , ) ≠. Il y aura comportement
mimétique si ∂ Ï€ ∂ ∂ 2 0 i i j i j t t t t( , ) >, c’est-à-dire
lorsque la pente de la courbe de réaction est positive :
toute variation du taux d’impôt en j s’accompagne
d’une variation dans le même sens du taux d’impôt
en i. Les taux d’impôt locaux constituent alors des
compléments stratégiques. La collectivité i, par
l’intermédiaire de l’élu, tend à mimer les
comportements fiscaux de la collectivité voisine.
Dans le cas contraire, lo rsqu e
∂ Ï€ ∂ ∂ 2 0 i i j i j t t t t( , ) <, les taux d’impôt locaux
sont des substituts stratégiques et la courbe de
réaction est décroissante. Le comportement observé
est alors un comportement de différenciation fiscale.
En résumé, ce modèle simple montre qu’il existe,
d’une part, une relation positive entre le taux d’impôt
et le niveau de bien public d’une collectivité et qu’il
peut exister, d’autre part, un lien entre ce taux et le
taux d’impôt des collectivités voisines. Pour les
Régions françaises, c’est essentiellement cette
dernière relation qui va faire l’objet des tests
économétriques qui suivent.
Application aux Régions françaises
La p remière étape consiste à d écrire les
spécifications économétriques avant de détailler et
commenter les résultats des tests effectués.
Spécifications
La spécification retenue suppose que la politique
fiscale de la Région en question dépend de la
moyenne non pondérée des taxes constatées dans les
Régions voisines géographiquement, c’est-à-dire
ayant une frontière commune. À titre d’exemple, les
élus d’Île-d e-France s’ap puient sur les
comportements de la Haute-Normandie, de la
Picardie, de Champagne-Ardenne, Bourgogne et
Centre en matière d’imposition pour décider de leur
politique. Puisque cette moyenne est non pondérée,
aucune des Régions considérées n’a plus d’influence
que les autres sur les choix fiscaux en Île-de-France.
Outre les politiques fiscales des Régions voisines,
plusieurs autres variables sont susceptibles d’avoir
un impact sur les choix d’imposition régionaux à
travers le niveau de bien public fourni. L’équation à
estimer est donc la suivante :
où tT* est le taux de taxe optimal dans la Région pour
l’année T. Le scalaire β1 mesure l’influence des
politiques fiscales des collectivités territoriales
voisines sur la Région en question. La variable $t
T correspond en effet à la moyenne des taux des
Régions voisines. Le vecteur XT de dimension [ ]k
décrit les k variables d émographiques et
économiques de la Région, le vecteur associé β
2 fournissant une mesure de leur influence sur les
choix d’imposition de la Région. Enfin, ε est un
terme d’erreur normalement distribué de moyenne
nulle et de variance constante.
L’ajustement du taux à son niveau optimal est
supposé ne pas se faire instantanément. La variation
de taux observée d’une année à l’autre est une
fraction de la variation souhaitée par la Région. Dès
lors, le modèle à estimer devient dynamique et
s’écrit :
En reportant (5) dans (6)pour éliminer tT*, il vient :
C’est cette dernière équation qui fait l’objet des tests
économétriques. Le vecteur X comprend le revenu
T moyen des ménages de la Région, le taux de chômage
régional, des variables démographiques, comme la
densité et la structure de la population, et les
dotations de l’État reçues par la Région. Finalement,
une variable de trend est incluse pour contrôler
l’évolution des taux d’impôts depuis 1986.
Une source d’endogénéité subsiste cependant. En
effet, si la politique fiscale d’une Région i est
influencée par celles des voisins, ces derniers sont
eux aussi influencés par les choix de taux de leurs
propres voisins, l’un d’entre eux étant la Région i.
Afin de résoudre ce problème, on retient la méthode
proposée par Kelejian et Prucha (1998), et Kelejian
et Robertson (1993), qui consiste à utiliser comme
instruments les variables économiques et
démographiques des Régions voisines décalées
d’une période.
Résultats des estimations
Le tableau 1 fournit les résultats du modèle à effets
fixes pour les 22 Régions françaises, estimé sur la
période 1986-1998. Les données utilisées sont
extraites des publications de la DGCL (Direction
générale des collectivités locales) et de l’Insee.
Approximativement,90% de la variance des taux est
ex pliquée par ce modèle. Le coeffici ent
d’ajustement λ est significatif et prend une valeur
plus forte pour les taxes d’habitation et
professionnelle, autour de 0,38, que pour les taxes
foncières, approximativement 0,28. Cela signifierait
que l’ajustement au niveau souhaité se fait plus
rapidement pour les deux premières taxes
(habitation et professionnelle) que pour les deux
dernières (foncières). Ce résultat empirique n’est pas
contre intuitif, dans la mesure où les taxes foncières
présentent un intérêt politique et économique moins
fort que les deux autres taxes.
Les taux d’imposition locaux sont significativement
influencés par ceux des Régions voisines. Plus le
taux de la taxe est élevé dans les collectivités
voisines, plus il l’est toutes choses égales par ailleurs
dans la Région en question. Cela est particulièrement
vrai pour la taxe professionnelle et la taxe
d’habitation, ce qui corrobore la convergence des
taux plus étroite observée pour ces deux taxes. Ainsi,
la taxe professionnelle semble être l’impôt régional
qui suscite le plus de mimétisme. À court terme(resp.
à long terme), c’est-à-dire lorsque l’on considère le
paramètre λβ β( ), une augmentation de 1 point du
1 1 taux de taxe professionnelle des collectivités
voisines d’une Région donnée se traduit par une
augmentation de 0,225 (0,6) point du taux de cette
même taxe dans cette même Région. En revanche, la
taxe sur le foncier bâti semble faire l’objet de
comportement mimétique nettement moins fort, le
coefficient estimé valant 0,081 à court terme et 0,29 à
long terme. Les tests de robustesse ne modifient pas
ces résultats. Ils consistent à inclure la moyenne
pondérée des taux de toutes les Régions, en utilisant
comme poids l’inverse de la distance en kilomètres
entre les capitales régionales. Ainsi, d’une manière
générale, ces résultats tendraient à révéler le
caractère de complémentarité stratégique des taux
d’impôts régionaux.
Tableau 1
modèle à effets fixes individuels de mimétisme fiscal entre les 22 Régions françaises, 1986 à 1998
Pour ce qui est des autres variables, elles n’ont pas
systématiquement d’effet significatif. L’impact du
revenu moyen des ménages sur les taux d’impôt de la
Région serait négatif et statistiquement significatif
pour la taxe professionnelle et le foncier bâti. Cet
effet peut se comprendre si l’on considère le revenu
comme un indicateur de la valeur des bases fiscales
locales. Plus cette valeur est élevée et plus le taux
d’impôt nécessaire au financement d’une dépenses
publique donnée est faible, toutes choses égales par
ailleurs. Il en est de même pour les transferts de
fonctionnement reçus qui jouent comme une
ressource se substituant à la recette fiscale. Plus ces
transferts sont élevés et moins cette recette est
importante pour financer la dépense publique
régionale, ceteris paribus. Les transferts
d’investissement reçus ont un impact positif et
statistiquement significatif sur les taux d’impôt des
Régions. Ce résultat tendrait à montrer que
l’investissement et le fonctionnement sont
complémentaires. En d’autres termes, il existe une
complémentarité entre le travail et le capital. En
effet, plus les transferts d’investissement reçus sont
élevés et plus l’investissement régional sera soutenu
et entraînera une augmentation des dépenses de
personnel, exigeant ainsi un accroissement des
dépenses de fonctionnement et donc des taux
d’impôt locaux, toutes choses égales par ailleurs.
Enfin, certaines variables démographiques ont un
effet statistiquement significatif sur les taux d’impôt
des Régions. En particulier, la part des moins de 20
ans joue positivement sur ces taux carles Régions ont
en charge la construction et la rénovation des lycées
ainsi que la formation professionnelle.
Au total, les résultats des tests ne permettent pas
d’infirmer qu’au niveau régional, la politique fiscale
d’une Région est influencée par celles des
collectivités voisines. On pourrait argumenter qu’il
s’agit là d’un simple phénomène de concurrence
fiscale lié à la mobilité des bases. Les résultats
statistiques obtenus permettent d’aller plus loin.
Puisque les quatre taxes voient leurs taux augmenter
de façon convergente depuis la décentralisation,
l’explication des comportements par le marché
politique apparaît particulièrement cohérente avec
les estimations.
Conclusion
Le principal objectif de cet article a été de montrer
que les comportements des collectivités territoriales
en matière fiscale obéissent vraisemblablement à des
déterminants plus complexes et plus riches que les
seuls mécanismes de compétition fiscale. En
particulier, l’hypothèse de mimétisme des
comportements politiques ne peut être rejetée. Tout
d’abord, les statistiques descriptives font apparaître
pour les Régions françaises une convergence des
taux à la hausse. Ensuite, le modèle très simple
proposé ici montre qu’il peut être rationnel pour un
élu d’adopter un comportement mimétique. Enfin,
les tests économétriques sur ces mêmes Régions
françaises ne permettent pas d’infirmer cette
hypothèse.
Les résultats obtenus appellent toutefois des
réserves. Ils constituent une première étape qui
certes justifie que l’on aille plus loin dans la
compréhension et la mesure des phénomènes de
mimétisme fiscal, mais qui n’en appelle pas moins
des raffinements. En matière d’estimations, il faudra
considérer des méthodes de corrélation spatiale plus
sophistiquées. Sur le plan théorique, le cadre du
modèle, même s’il est aisé d’en affiner la
présentation, reste pauvre dans la description qu’il
fournit des institutions. Il faudrait pouvoir opposer
explicitement les structures de démocratie
représentative et directe, de même que l’effet des
superpositions d’institutions publiques sur un même
territoire. Au vu des ces réserves, les résultats
présentés dans l’article doivent être évalués avec
précaution. Il n’en demeure pas moins qu’ils
constituent un “commencement de preuve” de ce que
les collectivités territoriales non seulement se
concurrencent, mais également s’imitent.
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NOTES
[(*)]
Université de Marburg, Allemagne.
E-mail : ffeld@ wiwi. uni-marburg. de
Université de Marburg, Allemagne.
E-mail : ffeld@ wiwi. uni-marburg. de
[(**)]Université de Rennes 1 et CREREG
E-mail : Jean-Michel. JJosselin@ univ-rennes1. fr
Université de Rennes 1 et CREREG
E-mail : Jean-Michel. JJosselin@ univ-rennes1. fr
[(***)]Université de Rennes 1 et CREREG
E-mail : Yvon. RRocaboy@ univ-rennes1. fr
Université de Rennes 1 et CREREG
E-mail : Yvon. RRocaboy@ univ-rennes1. fr
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