Différents travaux, se plaçant pour la plupart dans le cadre de la théorie du cycle de vie, situent l’ampleur de cet effet aux États-Unis entre 3 et 7%: la baisse d’un dollar de la richesse des ménages réduirait leur consommation de 3 à 7 cents au bout d’un an. Cette fourchette est celle mentionnée par Starr-McCluer (1998) et reprise par le FMI. Selon l’étude de Ludvigson et Steindel (1999), environ 4% d’une hausse des cours boursiers aux États-Unis seraient dépensés en biens de consommation dans l’année qui suit. Parker (1999) obtient des résultats comparables. Par ailleurs, Poterba et Samwick (1995) décèlent un effet de richesse de 3,1% au bout d’un trimestre et de 6,4% au terme d’une année. Enfin, Boone & alii (1998) en proposent une évaluation comprise entre 4 et 7%. Toutefois, ces évaluations demeurent sujettes à caution. Ainsi par exemple, Poterba et Samwick ne parviennent pas à déceler un effet de richesse sur l’achat de voitures de luxe, supposé l’apanage des Américains les plus fortunés et principaux détenteurs d’actions [2]. Ils ne le mettent en évidence que pour l’ensemble de la consommation mais leur évaluation procède alors d’une simple relation avec la seule croissance d’un indice boursier. Le risque est alors qu’en l’absence d’autres effets, l’indice boursier les capte tous. En outre celui-ci, sensible aux anticipations sur les débouchés des entreprises, peut aussi constituer un indicateur avancé de la conjoncture, et notamment de la consommation des ménages [3]. De ce fait, les auteurs demeurent circonspects sur le sens de la causalité et l’interprétation des résultats.

Cette étude tente elle aussi d’évaluer l’impact d’un choc boursier sur les dépenses des ménages. Elle ne se limitera pas à la consommation et prendra en compte l’investissement des ménages en logements [4], omis dans les travaux cités. En effet, non seulement ces deux catégories de dépenses peuvent être interdépendantes mais elles peuvent aussi toutes deux être sensibles aux plus-values boursières. En contrepartie, ne seront retenus que les facteurs explicatifs communs aux deux composantes des dépenses.

Par ailleurs, pour mesurer un tel impact, l’étude envisagera plusieurs indicateurs relatifs à l’évolution du prix des actions: la simple croissance d’un indice boursier ainsi que deux ratios, l’un rapportant la richesse boursière globale des ménages à leur revenu disponible, l’autre comparant les plus-values à ce même revenu (graphique 1). Dans ce dernier cas, sera testée l’hypothèse selon laquelle les ménages sont plus sensibles, pour leurs dépenses, aux variations de leur richesse qu’à son niveau. Quoi qu’il en soit, ces deux ratios présentent l’avantage de traduire, outre les fluctuations de l’indice, un effet de taille lié au montant de l’encours des actions [5]. Un tel effet peut se révéler d’autant plus important qu’une hausse durable des cours gonfle le montant de l’encours valorisé au prix de marché [6].

Dans un premier temps, la sensibilité des dépenses à l’évolution des cours boursiers est évaluée dans le cadre d’une relation de long terme (ENCADRÉ 1 & tableau 1). À cet horizon, l’élasticité consommation/revenu disponible est supposée unitaire si bien que la relation estimée porte sur le ratio consommation (ou dépenses globales)/revenu disponible [7], c’est-à-dire sur le complément à l’unité du taux d’épargne (ou taux d’épargne financière).

D’autres effets sont également pris en compte afin de pallier les difficultés d’interprétation mentionnées précédemment. Ainsi, ce ratio est également supposé dépendre de l’inflation car, selon la théorie du revenu de Hicks, celle-ci grève les ressources des ménages d’une moins-value sur leurs actifs monétaires. Les ménages cherchent alors à recouvrer leur niveau de richesse, conformément à la théorie du cycle de vie, et privilégient l’épargne à la consommation. Cet effet, dit d’encaisses réelles, est un effet de richesse sur les liquidités.

Toutefois, le taux d’intérêt nominal peut sembler une variable explicative plus pertinente que l’inflation (cf. l’article de Bonnet et Dubois, 1995). La détention par les ménages de liquidités nécessaires à leurs achats, qu’ils ne peuvent donc placer, les prive de revenus du capital. Il s’ensuit une moins-value qui tient au coût d’opportunité de la monnaie, c’est-à-dire au rendement moyen de l’ensemble des actifs. De ce fait, le taux d’intérêt nominal peut être préféré à l’inflation. Les deux variables seront simultanément testées dans les régressions économétriques (ENCADRÉ 1).

Telles qu’elles sont calculées dans cette étude (annexe A1), les plus-values prennent en compte la valorisation observée uniquement durant un trimestre et non celle cumulée au terme de la durée de détention des actions. Ne pouvant déterminer cette durée, faute de statistiques de flux bruts, on la suppose de trois trimestres car cet horizon assure les estimations les plus satisfaisantes du point de vue statistique (R² et T de Student les plus élevés).

De ces estimations, il ressort que le ratio des plus-values [8] présente un effet négatif à long terme sur la consommation et sur les dépenses globales, que n’ont ni le ratio de la richesse boursière, ni la croissance trimestrielle de l’indice

Standard and Poor’s 500. Seules les relations de long terme L1 et L’1 vérifient les tests de co-intégration (annexe A2). Les régressions économétriques ne retiendront donc par la suite que le ratio des plus-values.

Le taux d’épargne tendanciel ainsi que les contributions à ce dernier de l’inflation et du ratio de plus-values résultent de la relation de long terme L1:

Indifférent au niveau des taux longs, sensible au ratio des plus-values cumulées, le taux d’épargne [9] de long terme des ménages américains est surtout sous l’influence de l’inflation dont il épouse très largement les évolutions (graphique 2). Ainsi, durant la première moitié des années quatre-vingt-dix, sa tendance à la baisse tient à la décélération des prix. Mais, depuis 1995, elle résulte de la forte progression des plus-values, qui n’incite pas les ménages à épargner.

Dans un second temps, la dynamique des équations estimées avec le ratio des plus-values (L1 et L’1) est étendue aux effets de court terme. La croissance de la consommation dépend alors de celle du revenu disponible brut, des variations de taux d’intérêt à court terme qui modifient temporairement l’arbitrage entre consommation et épargne, des variations du taux de chômage qui influent sur l’épargne de précaution, et des fluctuations du crédit à la consommation (ENCADRÉ 2).

Certes, l’ajout de l’investissement logement des ménages qui ne pèse en moyenne que 5% de leurs dépenses globales en volume ne modifie guère les résultats obtenus (ENCADRÉ 2). Toutefois, il rend ces dernières sensibles à l’évolution des taux longs. Par ailleurs, il altère très légèrement la contribution des différents modes de financement: il atténue le rôle des crédits mais il accentue celui du revenu disponible et des plus-values, lesquelles ont un effet de court terme plus nettement significatif. Dans la suite de l’étude, ne sera conservée que l’équation A’ concernant l’ensemble des dépenses.

Les résultats associés à l’équation A’ sont proches de ceux obtenus par Baudchon & alii (2000). Leurs récents travaux sur la consommation aux États-Unis mettent en évidence un effet immédiat du revenu compris entre 0,33 et 0,41 selon la spécification retenue tandis qu’un point supplémentaire d’inflation diminuerait la consommation de 0,3 point au bout d’un an (tableau 4).

Tableau 4

Reste à déterminer l’impact d’un choc boursier. L’effet du ratio des plus-values cumulées ne peut aisément en rendre compte. Tout d’abord, il est difficile d’évaluer à quelle hausse de la Bourse peut correspondre l’augmentation d’un point de ce ratio. En outre, un choc boursier, modifiant les plus-values, altère aussi l’encours des actions que les ménages détiennent si bien que l’équation de dépenses ne saurait suffire. Les équations ci-après la complètent, notamment par la dynamique de la richesse.

La régression le concernant ne traduit qu’un processus statistique endogène (autorégressif d’ordre 2, annexe A3), faute de pouvoir mettre en évidence des variables susceptibles d’expliquer ses évolutions. Il s’ensuit que, dans une simulation, le taux recouvre progressivement son niveau moyen. De ce fait, ne peut être étudié tout choc boursier permanent car il affecterait durablement et de manière significative le taux d’accumulation.

Le modèle contient également une équation sur les crédits à l’habitat et à la consommation [10] car, s’ils influent sur les dépenses des ménages à travers la politique d’offre des banques, la réciproque n’en est pas moins vraie. Le recours au crédit, dont les flux sont rapportés au revenu disponible brut, fluctue à court terme selon les variations des dépenses, du taux d’intérêt à long terme et du taux de chômage (tableau 5). Ce faisant, il oscille autour d’une valeur de long terme (cf. analyse de la stationnarité, annexe A3) de l’ordre de 5,7% (graphique 7).

Tableau 5

Le crédit ne peut être déterminant à long terme au niveau macroéconomique que si les classes d’âges les plus dépensières des ménages américains sont en proportion croissante sur la période étudiée, à savoir les années 1969-1997, et induisent de ce fait un endettement durable de l’ensemble. Un tel effet n’est pas retenu par la suite car il réduit la précision des simulations dynamiques.

Enfin, les plus-values étant absentes du revenu disponible, le modèle laisse ce dernier exogène.

Tableau 6

Tableau 7

Si la baisse des cours boursiers devait atteindre – 20%, son impact initial sur les dépenses serait proche de – 1% [12] et la perte d’activité au bout de cinq ans comprise entre – 0,8 et – 1,1%, selon que le choc serait effacé en 1 ou 2 ans (tableau 8).

Tableau 8

L’effet sur les dépenses pourrait même être plus prononcé si les simulations prenaient en compte la hausse du taux d’intérêt à long terme consécutive à de tels chocs. Toutefois, celle-ci demeurerait très limitée, n’excédant pas 0,15 point dans le cas d’une chute des cours de 10% (annexe A3) et ne pèserait pas de manière très significative sur les dépenses des ménages. Mais un bouclage macro-économique plus complet, notamment à travers l’effet du multiplicateur keynésien, accentuerait l’impact sur la consommation, comme le confirme l’étude de Boone & alii. Simulée avec le modèle Interlink de l’OCDE, une chute du prix des actions de 20% aux États-Unis entraînerait un recul de la consommation de 1,2% la première année (soit 0,8% du PIB) au lieu de 1%.

Les différentes estimations réalisées dans la présente étude ne valent que pour le début de l’année 1999. En effet, le modèle n’étant pas linéaire [13], la trajectoire initiale de l’économie avant le choc influe sur l’impact de ce dernier [14]. Se révèle particulièrement déterminant l’encours d’actions détenues par les ménages américains, duquel dépend le montant des plus-values. Ainsi, du fait de leur patrimoine boursier bien moins conséquent en 1987 qu’en 1999, une baisse des cours de 10%, simulée à partir du quatrième trimestre de 1987, date du krach, a un impact nettement plus faible sur les dépenses des ménages qu’elle n’aurait actuellement (tableau 9).

Tableau 9

Enfin, ce modèle permet de déterminer dans quelle mesure la croissance des dépenses a profité de l’envolée de la Bourse américaine amorcée au milieu de l’année 1995. Le niveau des cours est majoré de 35,1% en 1998 au regard d’une croissance tendancielle annuelle évaluée à 11% depuis 1980. Il s’agit là d’un choc durable dont on ne peut mesurer les effets sur le processus d’accumulation des actions détenues par les ménages pour les raisons déjà mentionnées. Seule est donc prise en compte la valorisation consécutive à ce choc. Au bout de trois ans et demi, ce dernier aurait accru le niveau des dépenses de 1,3%, stimulant leur croissance de 0,5 point en 1997 et 1998 (tableau 10 et graphique 12).

Tableau 10

Durant la dernière décennie, les ménages américains ne semblent pas avoir lié davantage leurs dépenses aux plus-values qu’ils ne le faisaient auparavant. Mais l’« effet de taille » de leur patrimoine en actions qui s’est fortement accru au cours de la seconde moitié des années quatre-vingt-dix, a nettement accentué l’impact d’un choc boursier sur leurs dépenses. De ce fait, la chute des cours pénalise davantage leurs dépenses aujourd’hui qu’en 1987, année du krach. En effet, pour un repli de la Bourse de 10% compensé au bout d’un an, le recul des dépenses n’aurait été alors que de 0,15% en moyenne la première année.

De même que l’accélération des cours boursiers a majoré la croissance des dépenses d’un demi point environ à la fin des années quatre-vingt-dix, leur chute récente pourrait avoir contribué de manière significative au ralentissement de l’économie américaine [15].

J. B.

On évalue l’encours trimestriel des actions détenues indirectement par les ménages, via les OPCVM (mutual funds), les fonds de retraite privés, les compagnies d’assurance-vie et les sociétés fiduciaires (bank personal trusts and estates), à partir du bilan de ces intermédiaires financiers. À leur actif, figurent des actions qui constituent l’une des contreparties du passif, lequel est la propriété des seuls ménages. Mais parmi les fonds de retraite privés, seuls sont pris en compte ceux qui offrent un patrimoine boursier (Defined Contribution Plans) et non une pension prédéterminée, donc indépendante des performances financières (Defined Benefit Plans) [19]. L’encours trimestriel des actions des premiers est obtenu après interpolation linéaire du ratio annuel qui en mesure le poids dans le total des actions des fonds de retraite privés.

L’encours d’actions au quatrième trimestre, évalué selon cette méthode, correspond bien aux données annuelles publiées (graphique A1.1). Cependant, le calcul des plus-values boursières négligera celles relatives aux actions du produit assurance-vie, faute d’avoir pu en déterminer l’encours trimestriel. Mais, à la fin de l’année 1998, il ne représentait, selon la Fed, que 5,2% de l’encours total des actions détenues par les ménages.

En revanche, les flux nets d’actions détenues indirectement par les ménages, via les fonds de retraite ou les OPCVM, sont indisponibles.

Le calcul des plus-values se révèle alors plus complexe et contingent à quelques hypothèses.

Soient:

E:	encours de l’actif au prix de marché
A:	encours de l’actif au prix de marché du trimestre précédent (encours en volume)
p:	prix de l’actif sur le marché à la date t(p vaut 1 à la date t-1)

Retenir A∆p comme montant des plus-values suppose que les flux sont intégralement valorisés au prix de la fin de période, comme si toutes les transactions s’effectuaient à la date t au lieu de s’étaler durant la période. Une hypothèse intermédiaire, qui constitue une meilleure approximation, consiste à les partager à égalité entre les dates t – 1 et t. Les flux sont alors valorisés pour moitié au prix de la fin de période, et pour l’autre moitié au prix de la fin de la période précédente.

Les plus-values sont alors:

et les flux nets:

Il reste à éliminer de ces formules la variable A, actif en « volume » sans valorisation aucune durant la période, qui n’est pas publiée.

Il en résulte:

et les flux nets sont obtenus par solde: f = ∆E – v, avec á¹— taux de croissance en glissement trimestriel de l’indice boursier Standard and Poor’s 500 observé en fin de trimestre.

On peut apprécier l’approximation ainsi réalisée dans le cas des actions détenues directement par les ménages. Les plus-values obtenues à partir des flux nets publiés sont en effet comparées à leur évaluation selon cette méthode. Celle-ci se révèle des plus fiables (graphique A1.2).

Dans le modèle, l’équation déterminant de manière comptable les plus-values ne fait dépendre ces dernières que des flux nets, de la croissance de l’indice boursier et de l’encours de la période précédente.

C:	consommation des ménages en volume.
I:	investissement logement des ménages en volume [20].
R:	revenu disponible brut réel (net des intérêts versés).
pv:	réelles (déflatées par le prix à la consommation).
pvc:	plus-values réelles cumulées sur trois trimestres.
Er:	encours total des actions détenues directement ou non par les ménages, déflaté par le prix à la consommation.
á¹—m:	croissance de la moyenne trimestrielle de l’indice boursier Standard and Poor’s 500.
pc:	prix à la consommation des ménages (déflateur).

période 1969 T1 – 1997 T4.

Les variables sont stationnaires autour d’une tendance déterministe, à l’exception du ratio de la richesse boursière Er/R.

Tableau A2.1

Tableau A2.2

f: flux d’achats d’actions, nets des ventes, par les ménages américains; (flux calculés selon la méthode détaillée dans l’annexe A1.).

Période: 1970 T1 – 1997 T4, avec une variable indicatrice en 1985 T4.

Méthode des moindres carrés ordinaires.

Tableau A3.1

Analyse de la stationnarité du taux d’accumulation corrigé du point aberrant en 1985 T4. Période 1970 T1 – 1997 T4.

Tableau A3.2

Tableau A3.4

r:	taux d’intérêt à long terme (obligations d’État à 10 ans).
i:	taux d’intérêt à court terme (taux des Fed Funds).
Ẏ:	croissance trimestrielle du PIB en volume (en %).
Ẏt:	croissance trimestrielle du PIB en volume lissée sur 4 trimestres (en %).
á¹—c:	croissance en glissement annuel du déflateur de la consommation (en%).
spub:	ratio solde des finances publiques/PIB (en %).
p:	indice boursier Standard and Poor’s 500 en fin de trimestre;  : p lissé sur 8 trimestres.

Période d’estimation 1985 T1 – 1997 T4.

Méthode des moindres carrés ordinaires.

Tableau A3.5