Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
182 pages
p. 95 à 109
doi: en cours
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no 162 2004/1
Évolutions et asymétries des règles européennes de politique budgétaire et mise en œuvre du Pacte de stabilité
Sébastien Pommier [(*)]
Le Pacte de stabilité constitue une règle de discipline budgétaire qui recommande l’abandon de l’activisme
contra-cyclique au profit des stabilisateurs automatiques pour opérer la régulation conjoncturelle. Cet article tente de
représenter les règles budgétaires suivies par les gouvernements européens depuis 1970 afin de tester la fiabilité de cette
ligne de conduite.
Les résultats montrent que le solde primaire devient plus inerte et corrige davantage l’évolution de la dette à partir de
1992. La correction de la dette semble imputable aux politiques discrétionnaires. Les règles budgétaires disciplinées
révèlent néanmoins une certaine asymétrie conjoncturelle : la politique discrétionnaire apparaît pro-cyclique durant les
ralentissements et acyclique durant les reprises. L’ampleur des stabilisateurs automatiques est également moindre en
période de basse conjoncture.Mots-clés :
pacte de stabilité et de croissance, règles budgétaires, UEM.
The stability pact is a rule of budget discipline which recommends relinquishing contra-cyclical activism in favour of
automatic stabilisers in order to regulate the economic cycle. This article seeks to describe the budget rules followed by
European governments since 1970 in order to test the reliability of the stability pact approach. The results show that the
primary balance becomes more inert and has a greater corrective effect on debt trends from 1992. Debt correction seems
to be attributable to discretionary policies. Disciplined budget rules nevertheless display a certain cyclical assymmetry:
discretionarypolicyseemstobepro-cyclicalduringslowdownsandacyclicalduringrecoveries.Automaticstabilisersare
also less extensive during economic downturns.Keywords :
stability and growth pact, budget rules, EMU.
Je remercie M. J-J. Durand, Mme I. Cadoret-David, les participants des XIIIèmes Journées du SESAME (Caen, septembre 2003) ainsi
que deux rapporteurs anonymes pour leurs remarques et suggestions. Je reste néanmoins seul responsable des erreurs ou omissions
subsistantes.
Le Pacte de stabilité constitue une règle de discipline budgétaire qui recommande l’abandon de
l’activisme contra-cyclique au profit des stabilisateurs automatiques pour opérer la régulation
conjoncturelle. Cet article tente de représenter les règles budgétaires suivies par les gouvernements
européens depuis 1970 afin de tester la fiabilité de cette ligne de conduite.
Les résultats montrent que le solde primaire devient plus inerte et corrige davantage l’évolution de la
dette à partir de 1992. La correction de la dette semble imputable aux politiques discrétionnaires. Les
règles budgétaires disciplinées révèlent néanmoins une certaine asymétrie conjoncturelle : la
politique discrétionnaire apparaît pro-cyclique durant les ralentissements et acyclique durant les
reprises. L’ampleur des stabilisateurs automatiques est également moindre en période de basse
conjoncture.
Le Pacte de Stabilité et de Croissance, enjoignant
aux États membres que leur déficit public ne dépasse
pas 3% du PIB, conduit en E urope à un
environnement marqué par la discipline des
politiques budgétaires. Après la publication du
Rapport Delors (1989) esquissant les conditions de
l’unification monétaire, la progression des déficits
apparaît néfaste pour la future monnaie unique. Le
Traité de Maastricht (1992) formule les objectifs de
dette et de déficit que les États membres doivent
rallier. Le Pacte de stabilité en 1997 instaurera une
limite de déficit à ne pas dépasser. La participation à
l’Union monétaire contraint les États à réduire le
délai de réalisation de la contrainte budgétaire
gouvernementale (les sanctions du Pacte de stabilité
s’appliquent après deux années de « déficit
excessif »), tout en accentuant les besoins de
stabilisation de la politique budgétaire–seul rempart
contre les chocs spécifiques après la disparition des
taux de change inter-européens. Une question
centrale consiste à se demander comment les
gouvernements vont conduire leur politique de
régulation conjoncturelle et respecter les critères de
discipline.
Afinde respecterle Pactede stabilité, la Commission
européenne recommande aux gouvernements de
cibler à moyen terme un déficit proche de l’équilibre
ou en excédent en laissant aux stabilisateurs
automatiques la charge de limiter les effets des
fluctuations cycliques. Les actions budgétaires
discrétionnaires sontindésirables. L’objectifde cette
étude est de vérifier si ce type de comportement peut
être valide. En particulier, il convient de vérifier si la
convergence vers l’équilibre des comptes publics
n’est pas de nature à atrophier les stabilisateurs
automatiques ; si les actions discrétionnaires sont
déstabilisantes pour l’activité dans un contexte de
discipline ou si elles peuvent demeurer compatible
avec l’activisme contra-cyclique et enfin si les
réactions budgétaires sont symétriques au cours du
cycle, sans quoi l’objectif d’équilibre structurel
semblera irréalisable.
La méthode consiste à modéliser une règle
budgétaire simple où le solde primaire s’ajuste au
volume de dette passée et à l’output gap. Cet
ajustement est dynamique pour tenir compte de
l’inertie de la politique budgétaire. La composante
stochastique de la règle s’interprète comme un choc
de politique budgétaire non anticipé. Cette
représentation permet d’examiner pays par pays
l’évolution de la réactivité des politiques
budgétaires par rapport à la dette et au cycle. Une
modification marginale de la règle–qui consiste à
substituer le solde primaire structurel au solde
primaire comme variable endogène– permet de
mesurer la part de la réaction budgétaire imputable à
la politique discrétionnaire et d’en déduire–par
différence– l’influence des stabilisateurs
automatiques. Une seconde spécification de la règle
est envisagée. Elle s’appuie sur une estimation en
panel pour examiner les modifications possibles de
la règle depuis 1992 et pour tester l’asymétrie
éventuelle des réactions budgétaires au cours des
différentes phases de conjoncture.
La première partie tente de présenter la notion de
règle budgétaire que sous-tend de plus en plus
l’apparition de contraintes explicites sur l’utilisation
des déficits et présente le modèle de règle budgétaire
qui sert de base aux estimations économétriques. La
deuxième partie étudie les modifications survenues
dans les facteurs de réaction des règles budgétaires
suite à l’introduction des critères européens. La
troisième partie poursuit–avec une estimation en
données de panel– l’examen de la stabilité des règles
budgétaires depuis 1992 et au cours des différentes
phases cycliques. La dernière partie conclut.
Discipline budgétaire et notion de règle de politique budgétaire
La tendance est claire. « During the last decade
policy activism has been rejected, increasingly
replaced by rules of various kinds » écrit Wyplosz
(2002). L es pays développés confrontés à
l’augmentation de leur dette publique au cours des
années 1970 et 1980 ont dû entreprendre des
politiques actives de consolidation. Le nécessaire
effort de convergence des économies européennes
en vue de la formation d’une union monétaire a
sollicité une plus grande discipline budgétaire de la
part des États membres de l’Union Économique et
Monétaire (UEM). Cette section tente de présenter la
notion de règle budgétaire issue des normes de
discipline et des objectifs de soutenabilité qui
caractérisent la politique budgétaire.
Le Pacte de stabilité : une règle vecteur de la
discipline budgétaire ?
Longtemps présenté comme un gage de cohérence
du dispositif européen des politiques économiques
européennes, le Pacte de Stabilité et de Croissance
(PSC) a suscité de nombreuses critiques. En union
monétaire, la dette publique est réputée peser sur
l’efficacité de la politique monétaire unique. Sans
normes de discipline, les incitations au laxisme sont
fortes car les effets d’éviction sont dilués dans
l’ensemble de l’union via l’augmentation des taux
d’intérêt. Le respect de la discipline soulève ainsi un
problème decohérenceintertemporelle. Ce défaut de
crédibilité tend à être compensé par l’adoption d’une
règle commune encadrant les politiques budgétaires
nationales.
Le PSC développe ainsi les dispositions de l’article
104 C du Traité des Communautés européennes
relatives à la procédure des déficits excessifs et
précise notamment le système de sanction qui
s’applique aux pays dont le déficit public s’élève
au-dessus de 3% du PIB. Le PSC prévoit également
des clauses de dépassement exceptionnel. À côté des
normes limitatives explicites, il formule l’objectif
selon lequel les politiques budgétaires doivent se
pratiquer pour un niveau du solde public « close to
balance or in surplus ». Deux fois par an les
gouvernements informent la Commission de l’état
de leur déficit et de leur dette actuels et anticipés.
Dans un rapport annuel, les États membres élaborent
un programme de stabilité (pour les pays de la zone
euro) ou de convergence (pour les pays de l’UEM
hors zone euro) où ils décrivent les orientations de
politique budgétaire et les moyens déployés pour
respecter les normes du PSC. Ce rapport est soumis à
l’approbation de la Commission européenne.
Ces dispositions encadrent fermement les politiques
budgétaires afin de crédibiliser les efforts de
discipline et de transparence. La précision des
objectifs, le dispositif de sanction, l’affichage des
instruments et des moyens sont autant d’éléments
qui orientent le processus de décision de la politique
budgétaire sous l’empire d’un système de règles.
Cette évolution ne concerne pourtant pas seulement
les pays de l’UEM. Dès 1985, le Graham-Rudman
Act aux États-Unis impose le principe d’un objectif
d’équilibre du Budget fédéral et du contrôle des
dérapages budgétaires. Depuis le milieu des années
1990, ces actes législatifs ou réglementaires se sont
généralisés au Japon, en Nouvelle-Zélande, en
Norvège, en Pologne, en Amérique latine, au
Canada ou encore en Suisse
[1]. Pour preuve de cette
évolution, l’OCDE et le FMI ont élaboré des guides
prônant la transparence, l’annonce des objectifs, le
choix d’horizons temporels pertinents pour garantir
la crédibilité des ces règles
[2]. L’essor des règles
budgétaires ne semble pas né d’une initiative
européenne et ne constitue pas le corollaire original
de l’Union É conomique et Monétaire. L a
généralisation des règles provient également de
l’expérience des politiques expansives menées
jusqu’à la fin des années 1980, de la perception des
risques d’insoutenabilité, du doute généralisé sur
l’efficacité des instruments budgétaires et de
l’effondrement des schémas keynésiens au profit des
phénomènes d’anticipation, d’intertemporalité et de
la rationalité dans l’analyse théorique de la politique
économique
[3].
À deux reprises, la Commission européenne s’est
attachée à préciser la ligne de conduite budgétaire
qu’elle préconise. Dans son Rapport sur les Finances
publiques de 2000, la Commission requiert que le
lissage des fluctuations cycliques repose
exclusivement sur les stabilisateurs automatiques.
En 2001, la Commission recommande de réduire les
marges d’intervention discrétionnaire. Le recours
aux stabilisateurs automatiques apporte une réponse
aux erreurs de prévision dans un environnement où
prédomine l’incertitude qui compromet la justesse
des orientations discrétionnaires et la qualité du fine
tuning. En effet, la politique budgétaire, entreprise à
l’échelon national, soumise aux échéances des
élections et placée sous la pression des groupes
d’intérêt, produit des orientations discrétionnaires
qui manquent de flexibilité et dont l’efficacité
demeure incertaine. A contrario, Wyplosz (2002)
souligne que les stabilisateurs automatiques
constituent une réponse idéale qui capte en temps
réel les retournements de conjoncture. Par ailleurs
ajoute-t-il, le jeu des stabilisateurs automatiques
n’est pas de nature à rendre explosive la progression
de l’endettement public. Au cours du cycle les
stabilisateurs automatiques accroissent le déficit
pendant la phase baissière et le réduise durant la
phase haussière. Aucun déséquilibre additionnel n’a
donc de raison de subsister à la fin d’un cycle.
Dans la lignée des préconisations de la Commission,
certains travaux s’attachent à évaluer le niveau du
déficit structurel compatible avec un déficit public
inférieur à 3% du PIB pour des ampleurs données des
fluctuations cycliques et de la sensibilité
conjoncturelle des déficits. Dalsgaard et De Serres
(2000) et Martinot (2000) évaluent que les
gouvernements devraient réduire leur déficit
structurel entre 1% et 1,5% du PIB potentiel selon les
pays.
Néanmoins, deux écueils guettent cette ligne de
conduite. Le premier concerne la vigueur des
stabilisateurs automatiques. Ceux-ci pourraient être
assez faibles enEurope. Mélitz (2000) estime qu’une
diminution de la croissance de 1% accroît les déficits
publics de 0,1% à 0,2%, ces estimations infirment les
résultats avancés par l’OCDE évaluant l’ancrage
conjoncturel des déficits à 0,5%. Il est surtout
probable que, fermement attachées à respecter les
grands équilibres, les orientations discrétionnaires
prennent un aspect pro-cyclique et que les
stabilisateurs automatiques ne fassent que
compenser cette évolution. Au final, la politique
budgétaire apparaît acyclique. Par ailleurs, Fatàs et
Mihov (2002) montrent que la vigueur des
stabilisateurs dépend positivement de la taille du
secteur public mesurée par la part des dépenses ou
des recettes publiques dans le PIB. Si la discipline
conduit à réduire les dépenses publiques alors les
mécanismesautomatiques peuvent diminuerlorsque
la politique budgétaire est menée autour de
l’équilibre.
Une seconde difficulté naît du ciblage d’une variable
telle que le déficit public dans les règles budgétaires.
Cet indicateur synthétique dissimule notamment des
effets de composition. Alesina et Perotti (1995) et
Cour et alii (1996) montrent que le succès des
ajustements budgétaires dépend des variations des
recettes et des dépenses qui les composent. Ces
études renvoient généralement aux situations
d’endettement massif qui ont donné lieu à des
ajustements budgétaires amples et rapides dès le
milieu des années 1980 en Irlande et au Danemark
notamment. Avec de Ménil (1996) on peut convenir
que ces épisodes n’auront guère de chance de se
reproduire à l’avenir dans la mesure où le Pacte de
stabilité risque de conduire à des variations plus
incrémentales du solde primaire. Les variations
minimales du solde primaire devraient produire un
effet maximum car elles écarteraient les risques de
dérapage. L’équilibre budgétaire renforcerait alors
en moyenne l’efficacité de la politique budgétaire.
Cet axiome suppose néanmoins que les politiques
budgétaires soient continuellement contracycliques, quelle que soit la position de l’économie
au cours du cycle.
La notion de règle budgétaire, telle qu’elle semble
commencer à apparaître, place la discipline
budgétaire au premier rang des préoccupations des
gouvernements. Les moyens d’assurer une action
contra-cyclique reposent alors pleinement sur les
stabilisateurs automatiques. Ces règles doivent
pouvoir être crédibles ce qui pousse à les envelopper
d’un corpus institutionnel plus dense, à l’image des
statuts dont dispose la Banque Centrale Européenne
pour assurer sa mission de maîtrise de l’inflation.
Représentation des règles budgétaires
Une règle de politique budgétaire s’attache à
rationaliser le comportement des autorités pour que
sans préjudice pour la soutenabilité de la dette, la
politique budgétaire puisse opérer un lissage des
fluctuations cycliques. Cette section expose la
méthode économétrique qui tente d’extraire les
règles suivies par les pays européens depuis 1970.
Cette recherche vise à décrire l’évolution des
comportements budgétaires au fil des différentes
étapes de la convergence vers l’union monétaire afin
de caractériser la règle de politique budgétaire
adoptée par les gouvernements européens sous
l’empire du Pacte de stabilité et de croissance. Les
travaux inauguraux de Barro (1986) et Bohn (1998)
sur les fonctionsde réaction budgétaires ont portésur
les États-Unis dans le but de savoir si les politiques
budgétaires se comportaient de manière à corriger la
progression de la dette. Des estimations de fonctions
de réaction budgétaires sur données européennes
sont proposées entre autres par Debrun et Wyplosz
(1999), Créel (2001), Mélitz (2000), Créel, Latreille
et Le Cacheux (2002) ou encore Wyplosz (2002)
[4].
En cherchant dans le passé quelques régularités dans
le comportement des gouvernements et en
examinant si le processus d’intégration monétaire a
modifié ce comportement, nous espérons
représenter la modification structurelle des
politiques budgétaires au-delà de ce que fait
apparaître le critère de limitation des déficits
contenus danslePacte deStabilitéetde Croissance.
Clarida, Gali et Gertler (1997) ont proposé l’emploi
d’un modèle d’ajustement partiel pour modéliser les
règles de politique économique forward looking.
Dans cette représentation, les autorités définissent la
valeur cible de leur instrument en fonction de
différents indicateurs. Suivant Ballabriga et
Martinez-Mongay (2002), le solde primaire en
pourcentages du PIB est considéré comme
l’instrument de la politique budgétaire. Son niveau
d’équilibre est simplement déterminé par l’écart
passé du ratio dette sur PIB à sa cible et par
l’anticipationde la position cyclique de l’économie à
la période courante.
Le ratio du solde primaire sur PIB est noté s et d
désigne le ratio de la dette publique. (*) représente
les valeurs cibles des variables. E est l’opérateur
d’anticipation, x l’output gap et Ω l’ensemble des
informations dont disposent en début de période les
autorités pour définir leur objectif.
Il existe plusieurs justifications à l’écriture d’une
règle budgétaire telle que (1). Sur un plan théorique,
la dette et la position cyclique de l’économie sont
déterminantes pour la fixation de la taxation
optimale dans le modèle de lissage fiscal de Barro
(1979). La règle (1) apparaît également dans de
nombreux modèles calibrés qui suivent pourtant des
bases théoriques. Ainsi que le soulignent Ballabriga
et Martinez–Mongay(2002), l’élément qui semble le
plus à même de défendre cette modélisation de la
règlebudgétaire est sa proximité avecla réalité où les
gouvernements poursuivent un objectif de
stabilisation macroéconomique sous contrainte de
solvabilité.
La règle (1) manque cependant de réalisme dans la
mesure où elle apparaît complètement déterministe.
Une politique économique est pourtant susceptible
de contenir une composante non anticipée aux côtés
des actions endogènes à l’environnement
économique. Pour plus de réalisme, il convient aussi
de supposer que la mise en œuvre d’une politique
économique ne peut se faire instantanément. Les
programmes de dépenses publiques sont
difficilement réversibles ; de même les règlements
fiscaux ne peuvent être constamment modifiés. Par
ailleurs, si tant est qu’un gouvernement suive une
règle, le solde primaire peut conserver en mémoire
les orientations passées de la politique budgétaire. À
l’inverse, l’absence d’inertie dans les variables
budgétaires révèlerait une politique de stop and go –
la flexibilité des orientations budgétaires ne serait
induite que par la variabilité de l’environnement
macroéconomique. Pour ces deux raisons, un
mécanisme d’ajustement complète la règle qui
permet de représenter l’inertie et les chocs
caractérisant la conduite d’une politique
économique.
v est un terme aléatoire (un bruit blanc) qui permet de
mesurer les chocs de politique budgétaire non
anticipés (produits par les actions non systématiques
qui échappent aux arguments de la règle). Il peut être
justifié par l’imperfection du contrôle du processus
budgétaire ou les changements politiques. Afin
d’obtenir la forme de la relation estimée, plusieurs
modifications sont nécessaires.
On ajoute et soustrait l’expression γx au terme de
droite de l’équation (1)
L’expression (1’) est substituée à s* dans la relation
(2)
Le terme d* représentant la cible de dette
inobservable est placé dans la constante et les écarts
de l’output gap à sa prévision sont regroupés. On
obtient ainsi.
La relation (3) est non-linéaire. La composante
aléatoire ξ intègre les erreurs d’anticipation de
l’output gap et les actions non systématiques de la
politique budgétaire. La fonction de réaction
budgétaire (3) est estimée par la méthode des
moments généralisés non-linéaires qui permet
d’obtenir des résultats robustes pour
l’hétéroscédasticité et l’autocorrélation.
L’estimateur de la méthode des moments généralisés
est obtenu en appliquant en deux étapes les doubles
moindres carrés non-linéaires. Dans un premier
temps, les doubles moindres carrés non-linéaires
sont utilisés pour obtenir les valeurs initiales des
paramètres. Dans un second temps, ces paramètres
permettent de construire une matrice de pondération
optimale qui est utilisée pour estimer de nouveau le
modèle. Les variables instrumentales choisies
intègrent un décalage de deux périodes de chaque
variable explicative ainsi que du taux d’inflation, du
taux d’intérêt de court terme et du taux de change
effectif réel. Chacune de ces variables contient des
informations potentiellementutilespourlaprévision
de l’écart conjoncturel en supposant qu’elle ne soit
pas corrélée avec le solde primaire courant. Cette
réserve invite à accueillir les résultats d’estimation
avec prudence. Le vecteur des instruments comporte
plus d’éléments qu’il n’y a de paramètres à estimer. Il
est intéressant alors de tester la sur-identification du
modèle
[5]. Sous l’hypothèse nulle, le gouvernement
détermine le ratio solde primaire sur PIB à chaque
période ainsi que le présente l’équation (3) avec
l’opérateur d’anticipation à droite basée sur
l’ensemble de l’information dont il dispose à cette
date. Sous l’alternative, le gouvernement ajuste le
solde primaire de manière déconnectée de
l’ensemble d’information. Dans ce cas, des variables
explicatives sont omises.
Les séries du solde primaire, du PIB, du ratio de dette
publique, de l’output gap, du taux d’intérêt de court
terme, du taux de change effectif et de l’indice des
prix sont issues de la base Economic Outlook de
l’OCDE. Ces données d’une fréquence semestrielle
ont été collectées de 1970 : I à 2002 : II.
Règles budgétaires européennes de 1970 à 2002 :
premiers résultats
Le tableau 1 rapporte les résultats obtenus pour
l’estimation de la règle budgétaire (3) pour un
échantillon de quatorze pays européens (les Quinze
moins le Luxembourg). La spécification retenue
pour la règle budgétaire semble relativement bien
supportée par les données empiriques. Le test de
sur-identification est rejeté dans la plupart des pays;
seuls les Pays-Bas font exception. Dans une majorité
de pays la constante est significative et négative. La
relation (4) précise que ce paramètre mesure l’écart
entre le solde primaire à l’état stationnaire et la cible
de dette. Lorsque l’écart du ratio de dette à sa cible et
l’output gap sont nuls, le solde primaire peut être
supposé équilibré. Il apparaît alors prévisible
d’obtenir une constante négative dans les
estimations. La plupart des autres coefficients sont
également significatifs.
Tableau 1
politiques budgétaires dans l’Union Européenne : 1970:1-2002:2
Les degrés d’inertie sont tous significatifs,
relativement modérés en Allemagne et en Suède et
particulièrement élevés en Irlande (0,93) et au
Royaume-Uni (0,81). Ces résultats concordent
globalement avec ceux de B allabriga et
Martinez-Mongay (2002).
Les politiques budgétaires tendent à corriger les
dérapages de la dette. Lorsque le ratio dette sur PIB
s’écarte de sa cible de 1%, le solde primaire s’accroît
de 0,05% en Autriche à 0,34% en Finlande. À
l’opposé, l’Espagne, l’Irlande et la Suède ne
réagissentpasau volumede ladettepassée tandisque
le solde primaire danois tend à aggraver la situation
de l’endettement. Les résultats sur données
semestrielles sont généralement plus élevés que
ceux obtenussurdonnéesannuelles. Wyplosz (2002)
obtient une réaction de 0,06 en France et 0,02 en
Allemagne. Ces estimations demeurent inchangées
lorsque l’auteur utilise le ratio de dette en première
différence pour pallier l’éventuel problème de non-stationnarité du ratio d’endettement.
Le coefficient de l’output gap permet de préciser le
comportement des autorités budgétaires face à leur
objectif de régulation conjoncturelle. Il apparaît que
la plupart des politiques budgétaires ont été
contra-cycliques
[6]. Cependant, la sensibilité des
soldes primaires à l’évolution conjoncturelle est très
différente d’un pays à l’autre. Une diminution de 1%
de l’output gap conduit à un creusement du déficit
primaire de 0,27% en Allemagne à 1,24% en
Belgique. Dans plusieurs pays cependant, l’ancrage
cyclique n’est pas significatif (Royaume-Uni,
Grèce, Italie et Portugal
[7] ). En Italie, la correction de
la dette et la cible d’endettement sont
particulièrement fortes. Au Royaume-Uni et en
Grèce le degré d’inertie de la politique budgétaire est
parmi les plus élevés.
L’absence de réaction contra-cyclique est donc
associée soit à des politiques budgétaires
particulièrement inertes soit à des politiques
fortement attachées à la réduction de la dette. La
discipline et l’inflexibilité du solde primaire
semblent handicaper l’action de régulation
conjoncturelle. Ce résultat n’est toutefois pas
généralisable dans le sens où l’ampleur de la réaction
de la dette n’empêche ni la Belgique, ni l’Allemagne
ou la Finlande de mener des politiques contracycliques. De même, il apparaît que si l’on exclut le
cas irlandais, les degrés d’inertie ne sont pas
préjudiciables à la stabilisation conjoncturelle.
Ainsi, pour des degrés d’inertie s’accroissant de 0,53
à 0,77, la réponse du solde primaire aux fluctuations
de l’activité augmente de 0,34 à 1,24 dans un
sous-échantillon comprenant l’Autriche, la
Belgique, le Danemark, l’Espagne, la Finlande et la
France.
La situation irlandaise constitue un cas particulier.
La faiblesse de la réaction cyclique du solde primaire
peut s’expliquer par l’importance des fonds
structurels européens dont bénéficie Dublin. Le
déficit primaire apparaît alors comme une mesure
très partielle de la politique budgétaire. Ceux-ci
peuvent être faibles et ne pas réagir à l’activité. Le
coefficient d’inertie particulièrement élevé (0,74)
peut également refléter la régularité des fonds
structurels
[8].
Apparition des contraintes de discipline et modifications des politiques budgétaires
L es règles budgétaires suivies par les
gouvernements européens ont pu être modifiées
depuis 1970 suite au processus de convergence vers
l’union monétaire. En particulier, l’importance prise
depuis le Traité de Maastricht par les critères de
discipline a sans doute affecté la manière dont les
gouvernements réagissent à la progression de
l’endettement et tentent de lisser les fluctuations
conjoncturelles. Dans cette partie, nous explorons
les différences de comportements survenues suite à
l’introduction des critères de discipline puis nous
focalisons notre attention sur la sous-période
1992-2002 afin d’identifier si les autorités
bénéficient de marges de manœuvre discrétionnaires
pour stabiliser l’activité ou si la stabilisation
macroéconomique repose exclusivement sur les
mécanismes automatiques.
Évolutions des politiquesbudgétaireseuropéennes
Pour préciser le lien entre les réponses au volume de
dette etlesréponses à l’activité, les observations sont
scindées en deux sous-périodes. 1992 est choisie
comme date de rupture. Depuis lors, les pays
européens ont dû satisfaire les critères de
convergence inscrits dans le Traité de Maastricht.
Ceux-ci commandent aux gouvernements de réduire
leur endettement. Il s’agit ici de faire ressortir les
modifications dans la conduite des politiques
budgétaires européennes que l’on peut inférer d’un
régime de réduction de la dette et des déficits publics
tel qu’ont pu l’initier les critères de Maastricht. Le
tableau 2 rapporte les résultats.
Tableau 2
évolutions des politiques budgétaires europénnes
Sur la première sous-partie, couvrant la période
1970-1991, les degrés d’inertie du solde primaire ne
sont pas significatifs dans près de la moitié des pays.
Lorsqu’ils sont significatifs, ils varient de 0,36
(Royaume-Uni) à 0,70 (Irlande). En général, les
règles budgétaires sont fortement contra-cycliques.
Les coefficients associés à l’output gap se situent
entre 0,21 (Royaume-Uni) et 0,65 (Belgique). Seuls
deux pays, l’Irlande et l’Italie, font exception. Leur
politique budgétaire ne semble pas réagir aux
fluctuations de l’activité. Le cas irlandais est assez
particulier. Dans ce pays, les années 1970 ont été
marquées par une forte progression de ladette. Dès le
milieu des années 1980, les autorités, confrontées à
un fort risque d’insoutenabilité, entreprennent un
programme de réduction ample et rapide de la dette.
Cet épisode à été largement documenté dans la
littérature suite aux travaux de Giavazzi et Pagano
(1990) qui mettent en évidence les effets positifs de
la consolidation irlandaise sur l’activité. Il n’est pas
surprenant alors que ce soit sur la première
sous-période que l’on observe une forte réaction du
solde primaire par rapport au volume de dette.
L’absence de réaction contra-cyclique dans la règle
budgétaire italienne est également à associer à une
correction de la dette fortement significative.
L’Italie voit également sa dette progresser
continuellement de 1970 à 1990. À partir des années
1980, le solde primaire, bien qu’en déséquilibre,
tend à s’accroître tandis que les taux de croissance
italiens s’inclinent. Les gouvernements ont donc pu
commencer à réagir à la progression de la dette mais
sans réussir à la stabiliser ni à la diminuer car les
conditions de croissance étaient insuffisantes.
Dans le reste de l’UE les politiques budgétaires
contra-cycliques n’empêchent pas l’évolution du
solde primaire de corriger l’évolution de la dette.
Une augmentation de la dette de 1% est suivie d’une
augmentation du solde primaire comprise entre
0,02% et 0,20% selon les pays. Seule la Finlande ne
réagit pas de manière à stabiliser le niveau de dette.
Enfin, il convient de remarquer que dans la plupart
des pays, plus l’inertie du solde primaire est forte
plus l’ancrage cyclique lui-même est fort, plus la
politique budgétaire est stabilisante.
Les comportements budgétaires changent à partir de
1992. Tout d’abord, pour une majorité de pays la
correction de la dette est renforcée. À titre
d’exemple, le solde primaire autrichien s’accroît de
1,32% après une augmentation de 1% de la dette, la
réaction française est de 0,12%, en Italie la réaction
est de 0,17% (contre 0,05%, 0,08% et 0,09%
respectivement sur la première sous-période).
Globalement la décennie 1990 est marquée par un
effort de discipline plus prononcé que par le passé.
La Belgique et le Danemark font néanmoins
exception. Dans ces deux pays, une augmentation de
1% du ratio de dette publique conduit à une
augmentation de 0,12% du déficit primaire. La
politique budgétaire semble ainsi aggraver
l’endettement. Le Danemark a connu une importante
contraction budgétaire au milieu des années 1980.
Les efforts de discipline ont été précoces, rapides et
amples. Cette politique visait à mettre un terme au
risque d’insoutenabilité. Lorsque le Danemark entre
dans l’UEM, les critères de convergence sont
nullement contraignants car il est déjà parvenu à
maîtriser ses comptes publics. La situation est très
différente en Belgique. Le ratio de dette publique
avoisine 130% du PIB au début des années 1990. En
l’espace de dix ans il sera ramené à 100% du PIB.
Parallèlement, le solde primaire belge connaît
d’importants excédents (5% en moyenne de 1992 à
2002). Pourtant, l’évolution du solde primaire ne
semble pas corriger la progression de la dette. Les
déficits primaires sont réduits en moyenne de 3% par
an mais sont très volatils tandis que la dette ne
diminue que de 1%.
Dans le même temps, on observe à la fois une
augmentation des degrés d’inertie et des coefficients
de l’output gap. Depuis 1992, le solde primaire est
généralement plus inerte. Il corrige davantage la
progression de l’endettement et les politiques
budgétaires sont fortement contra-cycliques. Le
respect des critères de Maastricht n’aurait donc pas
nuit aux capacités stabilisatrices des politiques
budgétaires. Quelques exceptions doivent être
soulignées. En Allemagne, le solde primaire n’a plus
d’inertie significative mais la réaction cyclique est
plus forte. En France, l’inertie est plus forte mais la
politique budgétaire devient acyclique.
Marges de manœuvre et stabilisateurs
automatiques
Le fait le plus marquant demeure que dans la plupart
des cas, la période 1992-2002, où un effort sensible
pour la diminution de la dette fut demandé aux États
européens, reste marquée par un contra-cyclisme
budgétaire fort. Une question intéressante est de
savoir si ce comportement est imputable aux jeux des
stabilisateurs automatiques où s’il provient de
l’action discrétionnaire des autorités. Dans le cas des
pays où le coefficient de l’output gap n’est pas
significatif, il se peut aussi que les mécanismes
automatiques soient évincés par des politiques
discrétionnaires devenues plus déstabilisantes pour
l’activité à mesure qu’elles se concentrent sur la
réduction de la dette. Pour tenter d’apporter un
élément de réponse à cette question, l’estimation de
la règle budgétaire est de nouveau réalisée sur la
période 1992-2002, où le solde primaire structurel
(noté sps) en pourcentages du PIB remplace le ratio
soldeprimaire sur PIB comme variable dépendante.
Les statistiques du solde structurel constituent un
indicateur de la politique discrétionnaire dans la
mesure où elles corrigent l’impact de la conjoncture
sur le niveau des déficits. Le solde primaire échappe
en effet pour partie au contrôle du gouvernement
dans la mesure où celui-ci ne maîtrise pas la
croissance. Cependant, l’élaboration d’un indicateur
pertinent du solde structurel peut ne pas être
simple
[9]. La mesure du solde structurel requiert
notamment que l’ancrage cyclique du déficit soit
stable et qu’il n’y ait pas de ruptures dans le potentiel
de croissance de l’économie. L’ambiguïté naît du fait
que le solde structurel ne saurait être considéré
comme une variable d’objectif de la politique
budgétaire. B outhevillain et Garcia (2000)
remarquent que le déficit structurel permet de
déduire ex post si une baisse observée du déficit
public provient davantage des réformes structurelles
que d’une amélioration de la conjoncture. En tant
que variable inobservable et athéorique, le déficit
structurel ne saurait être considéré comme
l’instrument de la politique budgétaire. Sa
substitution comme variable dépendante dans la
règle budgétaire ne sert ici que pour examiner le
comportement discrétionnaire des autorités qui
relate la part des coefficients de réaction ne pouvant
s’expliquer par la position cyclique de l’économie.
Le tableau 3 présente les résultats obtenus.
Lorsque l’on examine en premier lieu le coefficient
de la dette, il apparaît que celui-ci est généralement
significatif et même très proche de celui obtenu dans
le tableau 2, à l’exception de l’Autriche. La
correction de la dette provient pour une large part de
l’évolution du solde structurel. En revanche, les
coefficients associés à l’output gap sont rarement
significatifs. Au demeurant les politiques
discrétionnaires apparaissent déstabilisantes en
Autriche, en France, au Royaume-Uni, en Italie et au
Portugal. Il semble donc que les efforts entrepris
pour la maîtrise des finances publiques en Europe
proviennent dans une large mesure des choix
discrétionnaires des autorités. La discipline
budgétaire active a largement atrophié les capacités
volontaires de stabilisation conjoncturelle. Les
réponses contra-cycliques observées dans le tableau
2 résulteraient donc du jeu des mécanismes
automatiques. Pour les pays où la règle apparaît
stable (inertie, constante et coefficient du volume de
dette), selon que le solde primaire ou le solde
structurel est placé en variable dépendante, la
différence entre les coefficients de l’output gap peut
fournir une estimation de l’importance du jeu des
stabilisateurs automatiques dans l’ancrage cyclique
du solde primaire. Ainsi, une augmentation de 1% de
l’activité par rapport à son potentiel conduit à une
augmentation automatique du solde primaire de
0,57% en Grèce, 0,59% en Allemagne, 1,15% en
Italie, 1,23% au Portugal et en Finlande et jusqu’à
1,32% en France
[10].
Tableau 3
politiques budgétaires discrétionnaires 1992 : 1-2002 : 2
Asymétries conjoncturelles : contributions des estimations en panel
Les données relatives aux quatorze pays de
l’échantillon sont à présent empilées pour produire
une estimation en panel. Bien que les résultats
précédents montrent la grande diversité des règles
suivies ces dernières années par les gouvernements
européens, l’utilisation des méthodes de panel
permet de réaliser des tests particuliers. Sur une
durée d’observation réduite, la dimension du panel
permet de recouvrer les degrés de liberté nécessaires
pour l’efficacité de l’inférence statistique. Il est
notamment possible d’examiner l’existence de
ruptures dans la politique budgétaire depuis 1992.
Par ailleurs, il convient de préciser la manière
suivant laquelle les gouvernements réagissent aux
fluctuations cycliques, l’estimation en panel
permettant de tester les éventuelles asymétries des
politiques budgétaires au cours du cycle
[11].
La rupture des comportements budgétaires depuis
1992 et l’asymétrie conjoncturelle des réactions
budgétaires apparaissent comme des questions
centrales. En effet, au cours des dix dernières années
les politiques budgétaires ont dû s’adapter à
l’unification monétaire. La phase de convergence
introduite par le Traité de Maastricht en 1992 a fait
place à l’existence effective de l’Union monétaire où
les politiques budgétaires sont soumises à la règle
d’équilibre que constitue le Pacte de stabilité et de
croissance.
Estimation d’une règle budgétaire en données de
panel
En données de panel, la règle estimée reprend la
relation (3). La règle se présente comme un
mécanisme d’ajustement partiel dusolde primaireen
pourcentages du PIB. À l’équilibre, celui-ci est
déterminé par le niveau du volume de dette
accumulée antérieurement et par la position cyclique
de l’économie.
Toutefois, l’estimation d’un panel dynamique
impose de modifier la manière dont les variables
instrumentales sont choisies par rapport aux
estimations par pays. Pour l’estimation, l’ensemble
des variables est différencié (afin d’éliminer l’effet
fixe) et instrumenté par undécalagede deux périodes
de leur valeur en niveau. La sélection des retards
pour l’endogène décalée est obtenue grâce à la
méthode d’Arellano et Bond (1991) exposée par
Wooldridge (2001, chap. 11) afin de limiter le
nombre d’instruments tout en corrigeant sans biais
les risques d’auto-corrélation.
La relation de panel est du type :
Le tableau 4 présente les résultats obtenus. En
particulier, la ligne (1) du tableau donne l’estimation
de la règle budgétaire telle que la présente la relation
(6). Le degré d’inertie apparaît relativement faible
par rapport aux estimations par pays. L’évolution du
solde primaire corrige la progression du stock de
dette et réagit de manière stabilisante vis-à-vis de
l’écart conjoncturel. La ligne (2) du tableau cherche
à caractériser le comportement de la politique
discrétionnaire en utilisant le solde primaire
structurel comme variable dépendante. On constate
que la correction de la dette provient des orientations
discrétionnaires–ce résultat est également obtenu
dans les estimations par pays. En ce sens on peut
affirmer qu’en moyenne les politiques budgétaires
européennes sont relativement rigoureuses sur la
période 1992-2002.
Tableau 4
règles budgétaires sur un panel européens 1992 : 1-2002 : 2
En contrepartie, le déficit primaire structurel
apparaît a-cyclique. Le profil contra-cyclique du
solde primaire semble pouvoir être attribué
entièrement au jeu des stabilisateurs automatiques.
Une augmentation de 1% de l’activité conduit à une
augmentation de 0,58% du solde primaire. Cette
estimation apparaît relativement proche de celles de
Van Den Noord (2001) et de la Commission
européenne (2000) établissant l’ancrage cyclique du
solde primaire à 0,5. En effet, nos calculs présentent
des coefficients de long terme, i.-e. à un niveau
d’équilibre, le coefficient de court terme
correspondant étant donné par (1-0,18).0,58 = 0,48.
Une différence importante tient cependant au fait
que nos estimations sont réalisées sur données
semestrielles : il est délicat de comparer a priori le
niveau atteint par nos coefficients avec les
estimations produites sur données annuelles.
L’utilisation de données de panel permet d’examiner
les changements de comportements survenus en
moyenne au cours de la période 1992-2002 et
notamment après la ratification du Traité
d’Amsterdam en 1997.
Un test derupturechronologique en1997est réalisé.
où D désigne la variable muette prenant la valeur 1
pour les observations ultérieures à 1997.
Le test de rupture dans la détermination du solde
primaire est accepté (ligne (1), tableau 5). Les
réactions budgétaires face au stock de la dette et face
au cycle changent après 1997. Plus précisément, il
semble que le solde primaire ne corrige plus la
progression de la dette à partir de 1997; en revanche,
la réponse stabilisanteface à l’activitéestrenforcée.
L’estimation de la règle avec le solde primaire
structurel comme variable dépendante ne présente
pas de ruptures significatives si ce n’est un
affaiblissement de la correction de l’endettement.
L’année 1997
[12] choisie pour représenter l’impact de
l’introduction du Pacte de stabilité ne se traduit pas
par un renforcement des efforts de discipline de la
politique budgétaire mais davantage par un
relâchement de la rigueur budgétaire probablement
imputable à l’amélioration des conjonctures
européennes observée à la fin des années 1990.
Depuis 1992, les autorités budgétaires ne semblent
pas avoir modifié leur comportement
discrétionnaire. Au degré de généralité où se trouve
notre modélisation de la règle budgétaire, il apparaît
que les gouvernements n’ont pas distingué la phase
de convergence vers l’union monétaire et la phase
d’existence effective de celle-ci. Ce résultat peut
paraître étonnant car les implications des critères du
Pacte de stabilité sont sans doute différentes de celles
du Traité de Maastricht (différences dans l’ampleur
des ajustements budgétaires permis, dans
l’importance du critère de dette inférieure à 60% du
PIB, dans l’échéance à laquelle les objectifs doivent
être réalisés). En revanche, les comportements
budgétaires tendent à apparaître sensible aux
modifications de conjoncture.
Asymétries au cours du cycle
Afin de préciser le comportement des
gouvernements au cours du cycle et de mesurer plus
correctement l’importance des stabilisateurs
automatiques, la modélisation en panel va permettre
d’examiner l’hypothèse d’une asymétrie des
réactions de la politique budgétaire au cours du
cycle. Les gouvernements peuvent être plus
accommodants en période de basse conjoncture sans
pour autant devenir plus rigoureux en période de
haute conjoncture. Un tel phénomène seraitpérilleux
pour la mise en œuvre du Pacte de stabilité dans la
mesure où celui-ci prône une discipline permanente
et un contra-cyclisme continuel.
La relation estimée est du type :
où x− et x+ désignent respectivement les séries
d’output gap négatif et positif. Ces séries sont
obtenues en pré-multipliant la série originale par une
indicatrice égale à l’unité pour les valeurs négatives
de l’output gap et par sa complémentaire,
respectivement. La possibilité que la réaction au
volume de dette passée soit asymétrique est
également examinée. d− et d+ représentent le ratio
dette sur PIB lorsque l’écart conjoncturel est
respectivement négatif et positif. Les résultats sont
rapportés dans le tableau 6.
Tableau 5
rupture chronologique dans les règles budgétaires européennes
Tableau 6
asymétries conjoncturelles des politiques budgétaires 1992 : 1 - 2002 : 2
Entre les différentes phases conjoncturelles,
l’hypothèse d’une rupture dans les réactions
budgétaires face au stock de dette passée est vérifiée.
Il semble que les gouvernements corrigent moins
fortement la progression de la dette durant les phases
de reprise que durant les phases de ralentissement.
Cette différence tient davantage au fait que les
périodes de forte croissance réduisent
mécaniquement le ratio d’endettement, la politique
discrétionnaire apparaissant rigoureuse aussi bien
lors des ralentissements que lors des reprises.
La poursuite de cette discipline se répercute sur la
cyclicité de la politique budgétaire discrétionnaire
demanière différente selon la position del’économie
dans le cycle.
Ainsi, l’évolution du solde structurel est
déstabilisante pour l’activité durant les périodes de
basse conjoncture. La politique discrétionnaire
aggrave les ralentissements. Le pro-cyclisme du
solde primaire structurel est toutefois compensé par
le jeu des stabilisateurs automatiques. Ainsi, le solde
primaire conserve un profil contra-cyclique en
période de mauvaise conjoncture.
Durant les phases de reprise, la politique
discrétionnaire ne semble pas réagir à l’écart
conjoncturel, les stabilisateurs automatiques
opèrent et le solde primaire apparaît fortement
contra-cyclique.
Au final, une augmentation de 1% de l’activité
conduit à une réduction de 1,15% du déficit primaire
alors qu’une baisse de 1% de l’activité n’accroît le
déficit primaire que de 0,40%. L’asymétrie
conjoncturelle qui caractérise les comportements
budgétaires européens semble ainsi plutôt favorable
au respect de l’équilibre budgétaire à moyen terme.
Une augmentation de 1% de la dette conduit à une
progression de l’ordre de 0,20% du solde primaire
structurel quelle que soit la conjoncture.
Ces résultats optimistes doivent cependant être
nuancés. Ils reposent d’abord sur le signe de l’output
gap comme moyen d’identifier les phases
conjoncturelles. Ensuite, ils montrent que la
politique discrétionnaire devient déstabilisante en
période de basse conjoncture. Même si les
stabilisateurs automatiques compensent cette
évolution et qu’elle ne perdure pas dans les phases de
reprises, un tel profil peut sembler dommageable
pour la régulation conjoncturelle car il souligne que
les objectifs de discipline budgétaire conduisent à
limiter le jeu des stabilisateurs automatiques durant
les phases de ralentissement dans les moments où les
économies ont le plus besoin d’être relancées.
L’inquiétude porte moins sur l’aptitude des
gouvernements à limiter leurs déficits qu’à suivre
une politique continuellement contra-cyclique. Les
gouvernements ne semblent pas profiter des
embellies conjoncturelles pour renforcer leur
discipline, ce qui leur permettrait probablement de
pouvoir mettre en place despolitiques plus activesen
faveur de l’activité durant les ralentissements.
Les estimations réalisées dans cette partie montrent
que les politiques budgétaires européennes semblent
moins rigoureuses depuis 1997. Néanmoins, la
correction de la dette conduit à une évolution du
solde structurel déstabilisante durant les phases de
ralentissement et neutre durant les reprises. Ces
résultats semblent traduire la possibilité d’effets
“non keynésiens” de la politique budgétaire
européenne au cours des dix dernières années.
À l’origine, les renversements du signe du
multiplicateur budgétaire traditionnels furent
constatés lors des politiques de contractions
budgétaires danoise et irlandaise étudiées par
Giavazzi et Pagano (1990). Les épisodes de
politiques budgétaires restrictives aux effets
expansifs ne se limitent pas à ces deux pays et sont
associés à des niveaux élevés du ratio de dette ou à
une progression rapide de l’endettement (Alesina et
Perotti, 1995; Cour et alii, 1996; Perotti, 1999). Si
ces phénomènes perdurent, la règle de politique
budgétaire estimée risque d’en être affectée.
L’ancrage cyclique du solde structurel va apparaître
nul (tableau 5) voire négatif (tableau 6) car les efforts
de limitation des déficits entrepris dans le cadre du
Pacte de stabilité produisent un effet non standard, ce
qui réduit ou inverse l’ancrage cyclique du déficit.
Les effets non keynésiens de la politique budgétaire
sont attendus lorsque la dette publique est
importante. Sutherland (1997) et Perotti (1999)
expliquent alors que l’anticipation d’un relèvement
rapide de la fiscalité devient inévitable et conduit à
l’innocuité de la relance ou à son effet déstabilisant.
Alors que le Pacte de stabilité et de croissance
cherche à écarter les risques de dérapage et
d’insoutenabilité propices à la formation de telles
anticipations, il semble qu’il pourrait davantage
conduire à généraliser un régime de fiscal stress en
appelant les gouvernements à satisfaire rapidement
leur contrainte budgétaire inter-temporelle.
Les résultats du tableau 6 suggèrent également que
l’ancrage cyclique du solde primaire induit par les
stabilisateurs automatiques n’est pas lui-même
symétrique au cours du cycle : 0,80 durant les
ralentissements et 1,15 durant les reprises
(respectivement 0,54 et 0,90 pour les coefficients de
court terme. En période de haute conjoncture, les
stabilisateurs automatiques favorisent une réduction
du déficit primaire d’une plus grande ampleur que
celle de l’accroissement du déficit à laquelle ils
conduisent en période de basse conjoncture.
Les stabilisateurs automatiques, tout comme les
actions discrétionnaires, s’appuient sur une
répartition dans le temps du coût engendré par une
dégradation conjoncturelle. Pour cette raison, les
orientations des politiques budgétaires peuvent être
déjouées par les anticipations négatives et
pessimistes du public s’il dispose également des
moyens de reporter de période en période ses
décisions de dépenses et de moduler son offre de
travail. L’avantage des mécanismes automatiques
est qu’ils sont censés assurer cette stabilisation au
cours d’une oscillation cyclique. En présence d’une
règle budgétaire, si le public anticipe que le
gouvernement risque de dépasser la cible de déficit
avant la fin du cycle, son comportement peut être de
nature à déjouer le rôle normal des stabilisateurs
automatiques. L’augmentation des impôts anticipée
peut conduire les agents à chercher à réduire leur
base d’imposition, d’autant que les dépenses
publiques augmentent pendant le ralentissement et
que les effets de distorsion de la fiscalité perdurent.
Schmitt-Grohé et Uribe (1997) et Rocheteau (1999)
soulignent ainsi que les effets déstabilisants peuvent
être endogènes à la règle d’équilibre budgétaire et
conduire à un accroissement de la volatilité
macroéconomique et du taux de chômage.
Conclusion
Depuis le début des années 1990, la soutenabilité de
la dette publique, replacée au premier rang des
priorités des gouvernements, et la remise en cause de
l’efficacité réelle de l’instrument budgétaire ont
conduit à l’émergence de règles encadrant la
conduite des politiques budgétaires. L’exigence de
discipline inhérente au bon fonctionnement d’une
union monétaire conduit les États membres de
l’UEM à adopter à travers le Pacte de stabilité une
règle d’équilibre à moyen terme. Ce dispositif de
règle s’inscrit également contre les actions
discrétionnaires du gouvernement jugées
déstabilisantes.
La qualité du Pacte de stabilité et de croissance
(PSC) pour servir derègle aux politiques budgétaires
repose sur l’aptitude de cet accord à crédibiliser une
satisfaction rapide de la contrainte budgétaire des
gouvernements. L a fiabilité du PSC repose
également sur la validité d’une cible de déficit
structurel à moyen terme et sur la vigueur des
stabilisateurs automatiques.
Pour tenter de vérifier la qualité de la règle
budgétaire inférée du PSC, ce travail a tenté de
modéliser le comportement des autorités
budgétaires. À cette fin, des règles de politiques
budgétaires représentées comme des fonctions de
réaction forward looking ont été estimées. Cette
représentation s’est attachée notamment à mesurer la
réactivité de la politique budgétaire au volume de
dette passée et au positionnement cyclique courant
de l’activité. L’attention s’est focalisée sur la période
1992-2002.
L es estimations révèlent que les politiques
budgétaires tendent en général à corriger la
progression de la dette de manière plus sensible
depuis 1992. Ce comportement semble largement
provenir des orientations discrétionnaires prises par
les gouvernements. En ce sens les politiques
budgétaires des pays européens semblent
rigoureuses. Ce résultat est confirmé en moyenne
dans l’estimation en panel. Une autre marque de
discipline peut être trouvée dans l’augmentation des
degrés d’inertie du solde primaire sur la période
1992-2002. Une implication des contraintes
budgétaires européenne est de réduire la volatilité
des soldes primaires et de conduire à des variations
plus incrémentales des instruments budgétaires de la
régulation conjoncturelle.
Les résultats suggèrent également qu’en moyenne
les efforts de discipline n’ont pas réduit l’évolution
contra-cyclique du déficit primaire. En général, les
mécanismes de stabilisation automatique expliquent
en grande partie la réaction stabilisante du solde
primaire par rapport à l’écart conjoncturel. Si
l’ampleur des mécanismes automatiques est
différente d’un pays à l’autre, il apparaît qu’en
moyenne les stabilisateurs compensent l’évolution
pro-cyclique des politiques discrétionnaires
consacrées à la réduction de la dette.
Ce résultat d’ensemble dissimule une asymétrie
conjoncturelle dans le comportement des autorités
budgétaires. La politique discrétionnaire semble
ainsi corriger la dette durant les phases de reprise
mais reste passive face à l’activité. Durant les
ralentissements, la correction de la dette toujours
significative tend à rendre la politique
discrétionnaire pro-cyclique. Les stabilisateurs
automatiques opèrent également de manière
asymétrique au cours du cycle : l’augmentation du
déficit en période de ralentissement apparaît plus
faiblequesa réduction lorsdespériodes de reprise.
Un tel profil n’est pas de nature à faire obstacle à la
réalisation des critères de discipline du Pacte de
stabilité. Il pose néanmoins la question de l’ampleur
et de la qualité de la régulation conjoncturelle
pratiquée en présence d’une règle d’équilibre. Nos
estimations laissent penser que les gouvernements
européens ont bel et bien adopté un comportement
discipliné mais cette politique pourrait produire des
effets non-standard tels qu’en témoigne le profil
pro-cyclique de la politique budgétaire
discrétionnaire et l’affaiblissement des
stabilisateurs automatiques durant les
ralentissements conjoncturels.
Annexe
Tableau A
liste des variables indicatrices dans les estimations du tableau 2
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avril 2002. HEI Working papers 03/2002.
NOTES
[(*)]
CREM (UMR CNRS 6211 et Université de Rennes 1).
E-mail : ssebastien. pommier@ univ-rennes1. fr
CREM (UMR CNRS 6211 et Université de Rennes 1).
E-mail : ssebastien. pommier@ univ-rennes1. fr
[(1)]Une présentation synthétique de l’évolution du contexte
législatif encadrant les politiques budgétaires depuis les
années 1990 est exposée dans lechapitre IV des Perspectives
Économiques, n° 72 : « Fiscal Sustainability : The
Contribution of Fiscal Rules », publiée par l’OCDE (2002).
D’autres exemples sont fournis dans Kennedy S. et Robins J.
(2001) : « The Role of Fiscal Discipline in Determining Fiscal
Performance », Department of Finance Working Paper,
2001-16, Canada.
Une présentation synthétique de l’évolution du contexte
législatif encadrant les politiques budgétaires depuis les
années 1990 est exposée dans lechapitre IV des Perspectives
Économiques, n° 72 : « Fiscal Sustainability : The
Contribution of Fiscal Rules », publiée par l’OCDE (2002).
D’autres exemples sont fournis dans Kennedy S. et Robins J.
(2001) : « The Role of Fiscal Discipline in Determining Fiscal
Performance », Department of Finance Working Paper,
2001-16, Canada.
[(2)]OECD Best Practices for Budget Transparancy (2001) et
IMF Codeon Good Practices on Fiscal Transparency (2001)
OECD Best Practices for Budget Transparancy (2001) et
IMF Codeon Good Practices on Fiscal Transparency (2001)
[(3)]Hénin (1996) souligne également cette évolution dans
l’analyse de la politique économique.
Hénin (1996) souligne également cette évolution dans
l’analyse de la politique économique.
[(4)]En général, ces travaux s’intéressent à l’interaction du
comportement des gouvernements et de la Banque centrale.
Les paramètres des fonctions de réaction indiquent les
différences dans les préférences des Autorités pour la
croissance, la stabilité des prix ou l’équilibre des comptes
publics.
En général, ces travaux s’intéressent à l’interaction du
comportement des gouvernements et de la Banque centrale.
Les paramètres des fonctions de réaction indiquent les
différences dans les préférences des Autorités pour la
croissance, la stabilité des prix ou l’équilibre des comptes
publics.
[(5)]Hansen B. (1982) : « Large Sample Properties of
Generalized Method of Moments E stimators »,
Econometrica, 50, pp. 1029-1054
Hansen B. (1982) : « Large Sample Properties of
Generalized Method of Moments E stimators »,
Econometrica, 50, pp. 1029-1054
[(6)]Cette réaction contra-cyclique incorpore à la fois la
dimension discrétionnaire et le rôle des stabilisateurs
automatiques. La distinction entre ces deux composantes est
analysée plus bas. Cf. infra.
Cette réaction contra-cyclique incorpore à la fois la
dimension discrétionnaire et le rôle des stabilisateurs
automatiques. La distinction entre ces deux composantes est
analysée plus bas. Cf. infra.
[(7)]Afin de vérifier que l’absence de réaction cyclique ne
provenait pas d’une mauvaise spécification, nous avons
également estimé les règles en remplaçant l’output gap par le
taux de croissance du PIB en volume comme Créel, Latreille
et Le Cacheux (2002). Les résultats n’en sont pas améliorés.
Afin de vérifier que l’absence de réaction cyclique ne
provenait pas d’une mauvaise spécification, nous avons
également estimé les règles en remplaçant l’output gap par le
taux de croissance du PIB en volume comme Créel, Latreille
et Le Cacheux (2002). Les résultats n’en sont pas améliorés.
[(8)]Je remercie un rapporteur anonyme en particulier pour
avoir attiré mon attention sur ce point.
Je remercie un rapporteur anonyme en particulier pour
avoir attiré mon attention sur ce point.
[(9)]Van den Noord P. (2000) « The Size and Role of
Automatic Fiscal Stabilizers in the 90’s and Beyond »
Working Paper, 230, OCDE présente la méthode de calcul des
soldes structurels par l’OCDE. Une méthode alternative pour
le compte de la BCE est exposée dans Bouthevillain et alii.
(2001) « Cyclically Adjusted Balances : An Alternative
Approach », Working Paper, 77, BCE.
Van den Noord P. (2000) « The Size and Role of
Automatic Fiscal Stabilizers in the 90’s and Beyond »
Working Paper, 230, OCDE présente la méthode de calcul des
soldes structurels par l’OCDE. Une méthode alternative pour
le compte de la BCE est exposée dans Bouthevillain et alii.
(2001) « Cyclically Adjusted Balances : An Alternative
Approach », Working Paper, 77, BCE.
[(10)]Lorsque la réponse du solde structurel à l’output gap n’est
pas significative (tableau 3), la stabilisation automatique est
approchée par le coefficient du tableau 2. À l’inverse, lorsque
le coefficient du tableau 2 n’est pas significatif, l’ancrage
mécanique du solde primaire est donné par le coefficient du
tableau 3, au signe près.
Lorsque la réponse du solde structurel à l’output gap n’est
pas significative (tableau 3), la stabilisation automatique est
approchée par le coefficient du tableau 2. À l’inverse, lorsque
le coefficient du tableau 2 n’est pas significatif, l’ancrage
mécanique du solde primaire est donné par le coefficient du
tableau 3, au signe près.
[(11)]La représentation de telles asymétries pays par pays a été
tentée; toutefois, en raison du faible nombre de données, les
résultats ont été peu probants. Wyplosz (2002) réalise
également cet exercice sans conclusions fortes.
La représentation de telles asymétries pays par pays a été
tentée; toutefois, en raison du faible nombre de données, les
résultats ont été peu probants. Wyplosz (2002) réalise
également cet exercice sans conclusions fortes.
[(12)]Le test a également été effectué pour l’année 1999 qui
marque l’application effective du PSC sans que les résultats ne
changent.
Le test a également été effectué pour l’année 1999 qui
marque l’application effective du PSC sans que les résultats ne
changent.
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