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Chapitre 4: Les retombées transfrontalières de la politique budgétaire sont-elles encore une question pertinente?

Author(s):
International Monetary Fund. Research Dept.
Published Date:
October 2017
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Les retombées positives dans le monde des mesures budgétaires prises collectivement par les plus grands pays ont aidé à accélérer la reprise après la crise financière mondiale survenue il y a près de dix ans. Toutefois, cette question a-t-elle encore de l’importance aujourd’hui? Si la réponse est affirmative, cela dépend de la situation à la fois des pays qui génèrent les chocs budgétaires et de ceux qui sont touchés par ces chocs. À l’aide de nouvelles études empiriques et de simulations modélisées, le présent chapitre montre que les retombées budgétaires sont en général faibles lorsque le choc provient d’un pays sans écart de production, mais qu’elles s’amplifient lorsque le pays ayant généré le choc ou dans lequel il est transmis est en récession ou tire parti d’une politique monétaire accommodante, ce qui donne à penser que les effets sont d’autant plus sensibles que les multiplicateurs nationaux sont élevés. Le chapitre constate par ailleurs que les retombées des chocs sur les dépenses publiques sont plus importantes que celles des chocs sur les recettes, que la transmission des chocs budgétaires peut être plus forte dans les pays à taux de change fixe, et que les retombées budgétaires influent sur la position extérieure aussi bien des pays qui créent les chocs que de ceux qui les reçoivent. Les simulations modélisées semblent indiquer que les effets transfrontaliers des réformes des finances publiques neutres sur le plan budgétaire sont en général modestes, encore que les réformes de grande envergure puissent jouer un rôle, en particulier si elles ont une incidence sur les décisions en matière d’investissements internationaux. Dans l’ensemble, ce qui précède attire l’attention sur les répercussions transfrontalières de la réforme de la fiscalité des sociétés aux États-Unis, par exemple, ou d’une augmentation des investissements publics en Allemagne.

Introduction

Dans quelle mesure les retombées transfrontalières de la politique budgétaire peuvent-elles influer sur les résultats macroéconomiques d’autres pays? Cette question a été au cœur du débat sur l’action à mener en particulier au lendemain de la crise financière mondiale, quand de nombreux pays ont connu un sous-emploi persistant de leurs capacités et que les taux d’intérêt directeurs se sont approchés de leur valeur plancher effective. Des mesures de relance budgétaire ont alors été largement préconisées, surtout dans les grands pays disposant d’un espace budgétaire suffisant, notamment parce que les surcapacités et le faible niveau des taux d’intérêt devaient permettre de limiter l’éviction de la dépense privée, et les retombées positives attendues rendre plus efficaces les efforts déployés collectivement pour stimuler l’activité.

Plus récemment, les effets mondiaux de la politique budgétaire ont été examinés dans le contexte d’une éventuelle modification par le Japon et les États-Unis du dosage de leurs politiques macroéconomiques. Le débat se poursuit aussi sur le rôle de cette politique dans la correction des déséquilibres extérieurs excessifs, notamment sur la question de savoir si les pays de la zone euro qui enregistrent un excédent courant excessif devraient augmenter leurs dépenses budgétaires, ce qui pourrait également soutenir la croissance dans l’union monétaire.

La récente amélioration de la conjoncture dans de nombreux pays et ses effets sur la politique monétaire amènent à s’interroger sur l’ampleur que peuvent avoir aujourd’hui les retombées d’une relance budgétaire. Les situations conjoncturelles se sont renforcées de façon généralisée ces dernières années, avec toutefois des différences d’un pays à l’autre (graphique 4.1). Par exemple, les États-Unis connaissent presque le plein emploi, aussi la Réserve fédérale a-t-elle commencé à normaliser les conditions de la politique monétaire. Parallèlement, bien que les pays de la zone euro et le Japon enregistrent actuellement une reprise conjoncturelle encourageante, l’écart de production reste négatif dans nombre de ces pays et l’inflation hors énergie et alimentation est obstinément faible, ce qui incite les autorités monétaires à s’engager dans une politique accommodante pendant une période prolongée. Comme l’explique le chapitre, la situation conjoncturelle et la capacité ou la volonté d’agir des autorités monétaires, tant dans les pays qui créent le choc budgétaire que dans ceux qui le reçoivent, sont des facteurs déterminants de l’ampleur de son impact1. Les considérations relatives à l’espace budgétaire dans les pays d’origine sont également pertinentes (si les primes d’échéance augmentent et que les conditions financières se resserrent à la suite d’une relance budgétaire, les retombées peuvent être moindres).

Graphique 4.1.Écart de production dans certains pays

(En pourcentage)

Source : estimations des services du FMI.

Note : Les codes pays utilisés sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO).

Dans ce contexte, le présent chapitre vise à répondre aux questions ci-après sur les retombées budgétaires :

  • Sont-elles vastes d’un point de vue mondial ou régional? Comment dépendent-elles des instruments budgétaires utilisés (dépenses publiques ou impôts, par exemple) ou de l’espace budgétaire des pays d’origine?

  • Dans quelle mesure leur ampleur dépend-elle de la situation conjoncturelle et des conditions de la politique monétaire à la fois des pays d’origine et de ceux qui sont touchés?

  • Comment dépendent-elles des régimes de change?

  • Quel est l’impact des chocs budgétaires sur la position extérieure et le taux de change des pays d’origine ou de ceux qui sont touchés?

  • Les réformes des finances publiques ont-elles des retombées, même si elles sont neutres sur le plan budgétaire?

Le chapitre permet de comprendre ces questions en examinant les conséquences des modifications qu’apportent certains grands pays avancés à leur politique budgétaire sur l’activité d’un grand nombre de pays avancés ou émergents. L’analyse empirique est fondée sur une série de données récemment établie sur les chocs sur les dépenses publiques et sur les recettes fiscales dans cinq pays systémiques entre le premier trimestre de 2000 et le deuxième trimestre de 2016, recensés à l’aide de la méthodologie autorégressive vectorielle structurelle de Blanchard et Perotti (2002). Les informations ainsi obtenues sont synthétisées en utilisant la solidité des relations commerciales avec une série de pays touchés avancés ou émergents afin d’évaluer les retombées mondiales.

Pour analyser le rôle que jouent dans la transmission le sous-emploi des capacités, les contraintes de politique monétaire et les régimes de change, le chapitre utilise un cadre économétrique qui permet de vérifier avec souplesse la présence d’effets non linéaires. Ensuite, les simulations modélisées aident à illustrer les circuits complexes de la transmission transfrontalière des chocs budgétaires. Cette approche permet de mieux comprendre les variations potentielles de la position extérieure des pays tant d’origine que touchés, ainsi que le comportement dynamique des principales variables macroéconomiques, et d’expliquer les retombées de différents types de réformes budgétaires.

Les conclusions du présent chapitre complètent les travaux empiriques publiés sur les retombées budgétaires en élargissant la portée de l’analyse. De précédentes études empiriques sont axées sur un échantillon relativement restreint de pays touchés, souvent membres de l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) ou de la zone euro (voir Beetsma et Giuliodori, 2004; Beetsma, Klaassen et Wieland, 2006; Auerbach et Gorodnichenko, 2013; Nicar, 2015; Blanchard, Erceg et Lindé, 2016; Goujard, 2017; Poghosyan, 2017), et plusieurs travaux ne prennent en considération qu’un seul instrument budgétaire (les dépenses publiques) ou seulement des périodes d’assainissement des finances publiques. Le présent chapitre approfondit l’analyse du sous-emploi des capacités, de la politique monétaire accommodante et du rôle des régimes de change dans la détermination des retombées des chocs budgétaires.

Le chapitre semble indiquer que les retombées budgétaires ont toujours de l’importance, mais que leur ampleur dépend de la nature de l’action budgétaire et de la conjoncture à la fois dans les pays d’origine et ceux qui sont touchés.

  • Les retombées budgétaires sont plus fortes pour les chocs sur les dépenses. En moyenne, une relance budgétaire de 1 % du PIB dans un grand pays avancé peut accroître la production dans les pays touchés de 0,08 % la première année. Cependant, les retombées sont plus sensibles pour les chocs sur les dépenses publiques que pour ceux sur les recettes, ce qui cadre avec les travaux qui signalent des multiplicateurs nationaux plus élevés pour les chocs sur les dépenses (la production des pays touchés peut augmenter de 0,15 % à la suite d’une hausse des dépenses, contre 0,05 % après une réduction d’impôt. Les simulations modélisées renforcent ce message et fournissent des preuves plus granulaires : par exemple, les variations de l’investissement public ont en général des effets transfrontaliers plus importants que celles de la consommation publique.

  • Des situations conjoncturelles relativement faibles entraînent des retombées plus importantes. Bien que modestes en temps normal, les retombées sont plus fortes lorsque la situation conjoncturelle est faible, en raison sans doute de la réduction des effets d’éviction des dépenses publiques sur l’activité du secteur privé.

  • Les contraintes de politique monétaire intensifient aussi les retombées. Lorsque la politique monétaire tant des pays d’origine que de ceux qui sont touchés ne parvient pas à neutraliser les chocs budgétaires (par exemple, parce que la valeur plancher effective est contraignante), les retombées sont beaucoup plus importantes qu’en temps normal.

  • Le rattachement monétaire entre les pays d’origine et ceux qui sont touchés peut amplifier les retombées. Certaines données semblent indiquer que les chocs budgétaires ont tendance à avoir des effets plus marqués sur les pays touchés dont la monnaie est rattachée à celle du pays d’origine que sur ceux dont le taux de change est souple.

  • La politique budgétaire peut modifier la position extérieure des pays d’origine et de ceux qui sont touchés. La balance commerciale se dégrade dans les pays d’origine à la suite de l’expansion budgétaire, avec en conséquence une amélioration de la position extérieure des pays touchés.

  • Une augmentation des primes d’échéance peut atténuer les retombées. Si, dans le pays d’origine, la relance budgétaire entraîne une hausse de la prime d’échéance (en raison, par exemple, des craintes suscitées par la viabilité de la dette), les retombées sont un peu moins importantes que dans le cas d’une prime d’échéance constante.

  • Les réformes des finances publiques s’accompagnent aussi parfois de retombées. La plupart des réformes neutres sur le plan budgétaire ont des effets transfrontaliers limités, bien que, lorsqu’elles sont de grande envergure, elles puissent générer des retombées importantes. Par exemple, une réforme qui prévoit une baisse sensible des taux d’imposition des bénéfices des sociétés, que compense un relèvement des taxes à la consommation dans les grands pays, peut avoir des répercussions dans le reste du monde, sous la forme notamment d’une hausse des taux d’intérêt mondiaux et d’une réaffectation transfrontalière des investissements et des bénéfices.

Ces résultats font ressortir plusieurs enseignements importants, qui sont aujourd’hui pertinents, pour l’action des autorités. Bien que l’espace budgétaire soit actuellement plus limité et que, dans de nombreux pays dont la situation conjoncturelle s’est améliorée, les retombées de la politique budgétaire soient probablement plus faibles que pendant la crise financière mondiale, l’analyse donne à penser que la relance budgétaire dans les grands pays peut néanmoins contribuer puissamment à une reprise de l’activité dans un certain nombre de pays. Par exemple, compte tenu de la situation conjoncturelle des États-Unis et de la politique monétaire progressivement moins accommodante appliquée dans ce pays, une relance budgétaire par les autorités aurait sans doute des retombées transfrontalières relativement modestes, surtout si elle prend la forme de mesures fiscales. Les retombées d’une relance dans la zone euro, où certains pays disposent d’un espace budgétaire, pourraient être plus importantes. Ce qui précède s’inscrit dans un contexte de perspectives d’accommodement continu de la politique monétaire et un sous-emploi des capacités toujours élevé dans certains pays touchés.

Les effets sur les déséquilibres extérieurs dépendent également du pays d’origine de la relance : celle-ci accroît vraisemblablement les déséquilibres aux États-Unis, alors qu’elle peut les réduire dans certains pays excédentaires de la zone euro. Lorsque les pays envisagent d’abaisser sensiblement les taux d’imposition des bénéfices des sociétés, l’analyse semble indiquer que les changements en résultant dans les décisions des sociétés multinationales en matière de localisation des investissements et de déclaration des bénéfices pourraient avoir de graves répercussions sur l’activité et la situation budgétaire des pays non réformateurs.

Les retombées de la politique budgétaire : cadre conceptuel

L’impact transfrontalier des modifications qu’apporte à sa politique budgétaire un pays donné dépend de leurs effets intérieurs initiaux et des mécanismes de transmission des chocs. Cela revient à dire qu’il est possible d’utiliser les facteurs qui influent sur le multiplicateur budgétaire du pays d’origine pour déterminer les retombées sur les pays touchés. Le choc budgétaire emprunte différents circuits (principalement liés aux relations commerciales) pour se propager, l’impact final étant également fonction de la situation politico-économique du pays touché (graphique 4.2). La présente section donne un bref aperçu de l’incidence intérieure des chocs budgétaires, décrit leurs circuits de transmission possibles et examine les facteurs qui influent sur la transmission.

Graphique 4.2.Transmission d’un choc budgétaire

Source : compilation des services du FMI.

Effets intérieurs d’un choc budgétaire

De nombreux ouvrages sur les multiplicateurs budgétaires nationaux donnent à penser que la situation conjoncturelle et politique joue un rôle dans la réaction de l’économie d’un pays aux chocs budgétaires. En général, les estimations des multiplicateurs varient considérablement selon les pays, les périodes d’échantillonnage et les méthodologies. Bien qu’une synthèse approfondie dépasse le cadre du présent chapitre (voir, par exemple, Batini et al., 2014), les modèles dynamiques stochastiques d’équilibre général et les modèles autorégressifs vectoriels structurels élaborés depuis le début des années 90 semblent indiquer que le niveau des multiplicateurs est le plus souvent modeste (entre zéro et un la première année) en «temps normal» (ce qui est généralement considéré comme une situation conjoncturelle dans laquelle l’écart de production n’est guère significatif) et dépend d’un certain nombre de caractéristiques structurelles, dont l’ouverture commerciale, le régime de change, les rigidités du marché du travail et l’ampleur de la dette publique du pays2. En dehors des périodes normales, les multiplicateurs peuvent varier en fonction de l’état du cycle conjoncturel (variation en général plus forte en phase de ralentissement qu’en phase d’expansion, encore que les données empiriques ne soient pas concluantes) ou du degré d’accommodement de la politique monétaire (variation plus grande lorsque la politique monétaire ne réagit pas, par exemple, à la valeur plancher effective)3. Toutes choses égales par ailleurs, les retombées transfrontalières devraient être d’autant plus importantes que le multiplicateur national est plus élevé.

La forme de l’intervention budgétaire, qu’elle soit fondée sur les dépenses publiques ou les recettes, influe également sur le niveau du multiplicateur national. Il ressort de nombreuses études que, dans le cas des pays avancés, le multiplicateur de dépenses à court terme est en général plus élevé que les celui de recettes (voir, par exemple, une enquête dans Mineshima, Poplawski-Ribeiro et Weber, 2014). Cela s’explique par la théorie keynésienne classique : par exemple, alors que chaque dollar supplémentaire de dépenses publiques contribue directement à une hausse de la demande globale, chaque dollar de réduction d’impôt peut être soit dépensé, soit épargné, par les entreprises ou les ménages (c’est-à-dire que la propension marginale à consommer peut être inférieure à un). De récentes données empiriques établies en utilisant l’approche narrative montrent que les multiplicateurs fiscaux sont un peu plus élevés que ceux de dépenses, encore que les données narratives sur ces derniers se limitent principalement aux dépenses liées à la défense4. Toutefois, d’autres études laissent entendre que le niveau relatif des multiplicateurs de dépenses et de recettes peut varier en fonction des phases d’expansion et d’assainissement et du degré d’accommodement de la politique monétaire5.

Circuits de transmission transfrontalière

Dans les modèles macroéconomiques classiques d’économie ouverte, les chocs budgétaires sont transmis à l’extérieur principalement par le circuit commercial, qui comporte deux effets6 :

  • Le déplacement des dépenses (parfois appelé «fuites») renvoie à la conséquence directe d’une modification de la politique budgétaire sur la demande d’importations du pays d’origine en raison de changements dans la consommation intérieure et l’investissement, qui ont un impact sur les partenaires commerciaux. Dans ce cas, la propension marginale des secteurs public et privé à importer joue un rôle clé : si la plupart des variations des dépenses sont enregistrées dans les secteurs non échangeables sans se traduire par une hausse ou une baisse des importations, les retombées des déplacements de dépenses peuvent être moindres. Les économies plus grandes et plus ouvertes ont tendance à importer davantage, ce qui donne à penser que les modifications de la politique budgétaire dans ces pays se répercutent davantage sur les autres en empruntant le circuit du déplacement des dépenses.

  • La réorientation des dépenses se réfère à l’impact d’un choc budgétaire résultant de variations du taux de change réel, qui peut amener le consommateur à remplacer des biens nationaux par des biens étrangers. Par exemple, dans un cadre Mundell–Fleming–Dornbusch, l’expansion budgétaire exerce des pressions à la hausse sur les taux d’intérêt, le taux de change nominal s’apprécie dans le pays d’origine et les prix intérieurs augmentent7. L’appréciation réelle qui en résulte stimule la demande d’importations à mesure que les biens étrangers deviennent moins chers. Cet effet est plus important, surtout à court terme, lorsque le taux de change nominal est entièrement souple; lorsque ce taux est fixe, l’ajustement des prix et, partant, du taux de change réel peut prendre plus de temps. Quoi qu’il en soit, les effets d’une réorientation des dépenses laissent supposer qu’un choc budgétaire peut avoir des retombées transfrontalières non négligeables, même si son impact intérieur est atténué, une augmentation de la demande d’importations pouvant se produire sans hausse du revenu intérieur.

Outre le circuit commercial, la réaction des variables financières à un choc budgétaire peut déclencher des retombées par suite de l’évolution de la situation financière mondiale. Une modification de la politique budgétaire dans un grand pays peut avoir une incidence sur les taux d’intérêt mondiaux, les taux de change et la pente de la courbe des rendements, cette dernière résultant de tout impact perçu ou réel de cette modification sur la viabilité budgétaire à long terme dans le pays d’origine. Le circuit financier peut fonctionner en sens inverse du circuit commercial. Par exemple, la hausse des taux d’intérêt et l’appréciation du taux de change résultant d’un choc budgétaire expansionniste dans le pays d’origine peuvent renchérir le coût des emprunts en devises et alourdir le bilan des entreprises et des ménages dans les pays touchés en cas d’asymétrie des taux de change, générant alors des retombées négatives. Les cours des actions peuvent également s’ajuster, avec des répercussions transfrontalières.

Dans l’ensemble, la force relative de chaque circuit de transmission dépend de l’ampleur des relations commerciales et financières entre les pays d’origine et les pays touchés. L’impact net des retombées d’un choc budgétaire est donc une question empirique.

Facteurs influant sur la transmission

Comme le multiplicateur budgétaire national, les retombées transfrontalières des mesures budgétaires ont tendance à varier en fonction de la conjoncture. Deux facteurs jouent un rôle particulièrement important :

  • La situation conjoncturelle : le multiplicateur national (et, en conséquence, les retombées consécutives à un déplacement des dépenses) peut être plus élevé lorsque le sous-emploi des capacités est plus important dans le pays d’origine. Par exemple, une relance budgétaire qui stimule l’emploi public risque davantage d’évincer l’emploi privé si les marchés du travail sont tendus (Michaillat, 2014), ce qui se traduit par des effets intérieurs et des retombées moindres; la même logique s’applique au cas d’austérité budgétaire. Une autre possibilité est que la relance assouplisse les contraintes de crédit (qui tendent à être plus strictes en phase de ralentissement), par exemple, en augmentant la valeur des actifs qui peuvent être donnés en garantie parallèlement à la demande, ce qui aide à accroître le crédit et l’investissement (Canzoneri et al., 2016). De même, si le pays touché fonctionne presque à pleine capacité lorsqu’un choc budgétaire extérieur se produit, une hausse de la demande dans les secteurs échangeables peut évincer l’activité dans le reste de l’économie, de sorte que l’impact sur l’activité globale est plus limité.

  • Les contraintes de politique monétaire : la question de savoir si la politique monétaire est accommodante face au choc budgétaire est importante et pertinente à la fois pour les pays d’origine et ceux qui sont touchés. Dans des circonstances normales, elle réagit pour contrer l’impact du choc sur la demande et les prix. Toutefois, lorsqu’elle est bloquée à la valeur plancher effective, les effets intérieurs et les répercussions peuvent être plus importantes. Par exemple, si les taux d’intérêt nominaux dans le pays d’origine n’augmentent pas en réaction à une accélération anticipée de l’inflation après un choc budgétaire expansionniste, les taux d’intérêt réels baissent, ce qui a un effet d’attraction sur la demande intérieure et entraîne une hausse du multiplicateur (Blanchard, Erceg et Lindé, 2016)8. Dans ce cas, la baisse du taux d’intérêt réel dans le pays d’origine peut provoquer une dépréciation du taux de change réel, ce qui modifie le sens de la réorientation des dépenses. Dans les pays touchés, lorsque la valeur plancher effective est atteinte, la politique monétaire ne peut guère atténuer l’impact du choc extérieur.

Outre les facteurs conjoncturels, des caractéristiques institutionnelles ou structurelles telles que le régime de change peuvent également influer sur la transmission des chocs budgétaires et, par conséquent, sur l’ampleur des retombées. D’une part, la majorité des cadres théoriques prédisent que l’absence de souplesse du taux de change nominal retarde l’ajustement du taux de change réel à un choc budgétaire, atténuant ainsi l’effet de réorientation des dépenses et, partant, le niveau des retombées. D’autre part, le rattachement monétaire peut renforcer le déplacement des dépenses entre les pays touchés et ceux d’origine — par exemple, en réduisant l’instabilité anticipée des taux de change et les frais de transaction transfrontaliers, ce qui est utile pour établir des relations commerciales (Klein et Shambaugh, 2006; Qureshi et Tsangarides, 2010; Aglietta et Brand, 2013) — et amplifie potentiellement les retombées. Cela peut être particulièrement pertinent dans le cas des unions monétaires, car une intégration économique et institutionnelle de longue date et l’utilisation d’une monnaie commune peuvent renforcer les échanges (Rose et van Wincoop, 2001; Berger et Nitsch, 2008). Le régime de change a aussi une incidence sur la transmission des chocs budgétaires par le circuit financier. Dans le cadre de régimes souples par exemple, les retombées d’un choc budgétaire expansionniste peuvent être atténuées si les asymétries monétaires dans le bilan des ménages et des sociétés du pays touché confèrent aux dépréciations un effet de contraction. En fin de compte, la détermination de celle de ces considérations qui l’emporte est une question empirique.

Les retombées sur l’activité économique : données empiriques

La présente section examine la pertinence des retombées budgétaires dans la pratique et la façon dont elles varient selon la conjoncture en utilisant un échantillon très large de pays d’origine ou touchés et en analysant différents types de chocs sous l’angle de phases d’expansion et d’assainissement budgétaire. Il décrit en premier lieu la stratégie empirique utilisée pour estimer les retombées, puis présente l’impact estimé sur l’activité dans les pays touchés.

Stratégie empirique

L’approche de référence identifie conjointement les chocs sur les recettes et sur les dépenses publiques dans cinq grands pays avancés (Allemagne, États-Unis, France, Japon et Royaume-Uni) en utilisant la méthodologie autorégressive vectorielle structurelle de Blanchard et Perotti (2002)9. L’une des hypothèses clés est que la politique budgétaire discrétionnaire ne réagit pas simultanément aux variations inattendues de la production, car il faut du temps pour que les autorités évaluent le choc sur la production et prennent leurs décisions en matière de recettes ou de dépenses, y compris l’adoption et l’application de nouvelles lois. L’hypothèse a plus de chances de rester valable à court terme, aussi l’identification utilise-t-elle des données trimestrielles10.

Les chocs identifiés selon cette approche offrent un exposé judicieux des politiques budgétaires adoptées au cours des dernières décennies. La comparaison entre les chocs structurels et les dossiers historiques (chiffrés à l’aide de l’approche narrative utilisée dans les travaux) montre que ces chocs peuvent refléter dans l’ensemble les grands changements stratégiques en termes de calendrier et d’ordre de grandeur. Pour les États-Unis par exemple, les chocs fiscaux structurels saisissent les baisses d’impôt promulguées durant les mandats de Ronald Reagan et George W. Bush, ainsi que leur expiration ultérieure. Il en va de même pour les hausses d’impôt des années 80, qui ont été mises en place suite aux recommandations de la Commission Greenspan visant à renforcer le financement de la sécurité sociale (graphique 4.3)11.

Graphique 4.3.Suivi des chocs fiscaux aux États-Unis

(En pourcentage du PIB)

Sources : Romer et Romer (2010); calculs des services du FMI.

Les chocs structurels ont aussi un impact statistiquement et économiquement significatif sur le plan intérieur. Conformément à la théorie keynésienne classique et aux travaux empiriques antérieurs qui ont eu recours à une méthodologie analogue, les estimations des multiplicateurs nationaux utilisant les chocs structurels sont en général plus élevées pour les instruments de dépenses (légèrement en dessus de un) que pour ceux de recettes (légèrement en deçà de un). Certaines différences sont observées entre les multiplicateurs fiscaux nationaux des cinq pays d’origine, celui des États-Unis étant plus important que celui des pays européens ou du Japon, ce qui reflète peut-être des structures fiscales différentes et les instruments fiscaux spécifiques utilisés (Blagrave et al., à paraître).

Les effets de contagion des chocs budgétaires sont estimés à l’aide de la méthode des projections locales12. La spécification économétrique met en relation un résultat économique, tel que le niveau de production, dans un pays touché, et un choc budgétaire dans les cinq pays d’origine, en regroupant les chocs des pays d’origine et en les pondérant en fonction de la solidité des relations commerciales entre le pays touché et celui d’origine13. La spécification de référence neutralise les effets des facteurs qui influent sur la dynamique normale à court terme de la production dans le pays touché, tels que les taux de croissance antérieurs et l’évolution de la demande extérieure. La spécification est estimée à partir de données trimestrielles allant du premier trimestre de 2000 au deuxième trimestre de 2016, et l’échantillon de 55 pays avancés ou émergents représente près de 85 % de la production mondiale. Ainsi, l’estimation de panel évalue les retombées pour un pays «moyen» de l’échantillon14. Pour l’estimation de panel, les chocs sont exprimés en pourcentage de la production des pays touchés afin de simplifier l’agrégation au niveau des pays d’origine. Pour faciliter l’interprétation de la dimension économique, les résultats sont présentés avec des chocs normalisés à une variation moyenne de 1 % du PIB de la situation budgétaire des pays d’origine (pour des précisions, voir l’annexe 4.2 qui montre comment les résultats de panel sont recalibrés en utilisant les niveaux relatifs du PIB et les relations commerciales).

Retombées sur l’activité économique

Les résultats indiquent que les retombées de la politique budgétaire, et plus particulièrement des chocs sur les dépenses publiques, sont importantes. Le graphique 4.4 montre la réaction estimée d’un pays touché moyen à un choc budgétaire extérieur sur huit trimestres. Un choc sur le solde budgétaire (ci-après désigné choc budgétaire global) est exprimé par la différence entre un choc sur les dépenses publiques et un choc sur les recettes fiscales, de sorte qu’un choc positif implique une réduction du solde budgétaire du pays d’origine (ou une augmentation du déficit). Un choc budgétaire global accroît la production du pays touché au moment de l’impact, atteignant un pic autour du troisième trimestre suivant le choc avant de commencer à se dissiper (graphique 4.4, plage 1). Les estimations faites pour des instruments budgétaires spécifiques montrent que les retombées d’un choc sur les dépenses publiques sont plus importantes, plus persistantes et estimées avec plus de précision que celles d’un choc fiscal de même ampleur (graphique 4.4, plages 2 et 3)15. Cela concorde avec les éléments qui indiquent qu’au niveau national, les multiplicateurs de dépenses sont plus élevés que ceux de recettes (voir supra). Les contraintes de données empêchent de procéder à un examen empirique approfondi des retombées de certains instruments de recettes ou de dépenses comme la consommation ou l’investissement public, question qui sera analysée ultérieurement dans le chapitre au moyen de simulations modélisées.

Graphique 4.4.Réactions dynamiques de la production des pays touchés aux chocs budgétaires

(Impact sur le niveau de production, en pourcentage; trimestres sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est le trimestre des chocs respectifs. Les courbes pleines représentent des estimations ponctuelles et celles en pointillé des intervalles de confiance à 90 %. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

Les retombées sont économiquement significatives et conformes aux estimations antérieures. Par exemple, un choc budgétaire global de 1 % du PIB dans un grand pays avancé moyen accroît la production du pays touché moyen d’environ 0,08 % la première année. Pour une hausse des dépenses publiques de même ampleur, l’impact moyen des retombées dans les pays touchés passe à 0,15 % la première année et, pour une augmentation des impôts d’un niveau comparable, la production diminue d’environ 0,05 % (graphique 4.5). Comme prévu, les retombées des chocs budgétaires sont nettement inférieures aux multiplicateurs budgétaires dans les pays d’origine, tout en restant pertinentes16. Elles sont du même ordre de grandeur que celles constatées dans les travaux précédents (voir, par exemple, Beetsma, Klaassen et Wieland, 2006), encore que les différences dans les échantillons de pays et de périodes, ainsi que l’identification des chocs, rendent difficile une comparaison directe17. Bien que les estimations des retombées dans la présente section soient des moyennes pour diverses situations économiques et politiques, l’analyse montre aussi par la suite qu’il existe une grande différence entre les estimations en temps normal et celles en période de sous-emploi des capacités, par exemple.

Graphique 4.5.Retombées des chocs budgétaires sur la production des pays touchés

(Impact moyen sur la production sur un an; en pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

Une analyse plus poussée des composantes de la production des pays touchés confirme le rôle des échanges dans la transmission des chocs budgétaires (graphique 4.6), conformément au cadre conceptuel exposé supra. En particulier, un choc budgétaire extérieur positif devrait faire augmenter les exportations bilatérales des pays touchés vers les pays d’origine. La demande d’exportations étant plus forte, les entreprises accroissent l’investissement pour renforcer la capacité de production, ce qui entraîne un effet de second tour sur l’investissement dans les pays touchés, alors que l’impact sur la consommation semble négligeable. L’essor des exportations et de l’investissement stimule les importations, dont certaines proviennent des pays d’origine. Toutefois, les importations bilatérales progressant beaucoup moins que les exportations bilatérales, la balance commerciale des pays touchés avec les pays d’origine s’améliore après le choc budgétaire.

Graphique 4.6.Réactions dynamiques des composantes de la production des pays touchés à un choc budgétaire

(En pourcentage de la production; trimestres sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est le trimestre des chocs respectifs. Les courbes pleines représentent des estimations ponctuelles et celles en pointillé des intervalles de confiance à 90 %. Les réactions à un choc budgétaire global sont présentées. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

Les estimations empiriques des retombées sont robustes selon d’autres spécifications ou stratégies d’identification des chocs possibles. Par exemple, les résultats de référence ne varient guère lorsque sont incluses des variables de contrôle supplémentaires (taux d’intérêt à court terme, écart de production, taux de chômage et politique budgétaire du pays touché, entre autres)18. Les estimations sont également analogues, quoique légèrement plus élevées, lorsqu’est utilisée une méthode autorégressive vectorielle de panel qui tient compte des effets de rétroaction potentiels des taux de change et des taux d’intérêt sur la production. De plus, lorsque les estimations sont fondées sur des chocs budgétaires comparables obtenus à partir d’autres stratégies d’identification (erreurs de prévision ou approche narrative), le niveau et la dynamique des retombées sont semblables. On obtient ainsi l’assurance que les résultats de référence ne sont pas influencés par le recours à la méthodologie autorégressive vectorielle structurelle pour identifier les chocs budgétaires19. Pour plus de précisions sur les tests de robustesse, voir l’annexe 4.3.

Les retombées dans le contexte de différentes situations politico-économiques

Le cycle conjoncturel et la politique monétaire tant dans les pays d’origine que dans ceux qui sont touchés, conjugués au régime de change bilatéral, peuvent modifier l’ampleur des retombées de la politique budgétaire. Comme on l’a déjà vu dans le cadre conceptuel, ces facteurs devraient influer sur l’effet intérieur des chocs budgétaires, s’ils se rapportent au pays d’origine, ainsi que sur leur transmission transfrontalière. En général, les retombées devraient être d’autant plus fortes que l’impact est important dans le pays d’origine.

Situation conjoncturelle et contraintes de politique monétaire

Pour vérifier comment les situations conjoncturelles et la politique monétaire influent sur les effets des chocs budgétaires, le cadre économétrique de référence est élargi de façon à tenir compte de la dépendance potentielle au régime (voir l’annexe 4.2 pour plus de précisions). Le régime est défini en fonction de l’écart de production existant ou du niveau du taux d’intérêt à court terme dans le pays d’origine ou celui qui est touché. Plus précisément, un écart de production négatif représente par hypothèse un sous-emploi des capacités, et un taux d’intérêt à court terme inférieur au 25e percentile de la distribution pertinente entre les pays est une approximation d’une politique monétaire bridée par la valeur plancher effective20. Les résultats sont robustes lorsque sont utilisées d’autres définitions du sous-emploi des capacités, y compris l’écart de chômage ou la probabilité d’une transition harmonieuse comme dans Auerbach et Gorodnichenko (2013). Pour ce qui est de la valeur plancher effective, les résultats sont également robustes en cas d’utilisation d’un seuil absolu de taux d’intérêt commun à tous les pays.

Conformément à la théorie et aux constatations empiriques des travaux sur les multiplicateurs nationaux, on estime que les retombées sont plus fortes durant les périodes de sous-emploi des capacités qu’en temps normal. Par exemple, si le pays touché se trouve dans une telle phase lors du choc budgétaire extérieur, sa production augmente de 0,11 % la première année en réaction à un choc budgétaire global de 1 % du PIB dans un grand pays avancé moyen, sinon elle est presque réduite de moitié, tombant à 0,06 % (graphique 4.7, plage 1). Des effets différentiels sont également observés selon que les capacités du pays d’origine sont ou non sous-employées, les estimations variant entre 0,09 et 0,03 %, respectivement (graphique 4.7, plage 2).

Graphique 4.7.Retombées dans le cadre de diverses situations politico-économiques

(Impact moyen sur la production sur un an; en pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : VPE = valeur plancher effective. Le sous-emploi des capacités s’entend par définition d’un écart de production inférieur à zéro, et la VPE correspond à des taux d’intérêt à court terme qui se situent dans les 25 % inférieurs de la distribution historique des pays. Les réactions à un choc budgétaire global sont présentées. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

1Les phases normales s’entendent des phases hors sous-emploi des capacités et hors VPE, en termes moyens, dans les pays origine et dans ceux qui sont touchés.

2Estimations moyennes de la situation dans les pays d’origine et ceux qui sont touchés.

Les retombées peuvent être encore plus importantes si la politique monétaire tant du pays d’origine que de celui qui est touché est bridée par la valeur plancher effective (graphique 4.7, plages 1 et 2). Par exemple, dans le cas d’un choc budgétaire global de 1 % du PIB dans un grand pays avancé moyen, la réaction de la production du pays touché peut être plus de quatre fois plus forte si son taux d’intérêt est exceptionnellement plus faible qu’en temps normal21. Les contraintes de politique monétaire dans les pays d’origine ont un effet analogue sur les retombées, car elles peuvent amplifier l’impact intérieur des chocs budgétaires. Bien que le sous-emploi des capacités et la valeur plancher effective gonflent les retombées en utilisant des mécanismes différents, il est souvent difficile de distinguer clairement les deux états dans l’estimation empirique, car, comme cela s’est produit ces dernières années, ils peuvent coïncider en pratique22. Il convient de garder à l’esprit cette mise en garde lors de l’interprétation des résultats.

La réaction des composantes du PIB aux contraintes de politique monétaire permet de mieux comprendre comment se transmet un choc budgétaire aux pays touchés (graphique 4.8). Confrontée à un choc budgétaire positif extérieur, la consommation (et en particulier l’investissement) dans un pays touché réagit beaucoup plus fortement lorsque le taux d’intérêt nominal intérieur est proche de la valeur plancher effective, ce qui reflète probablement la baisse des taux d’intérêt réels qui va de pair avec une hausse anticipée de l’inflation. Cette constatation est conforme aux résultats des modèles théoriques (voir la section sur les facteurs influant sur la transmission) et est confirmée par ceux des simulations modélisées présentées dans la section suivante. Dans le droit fil de la réaction intérieure de l’investissement, celle des exportations et des importations en provenance des pays d’origine est également plus forte lorsque la politique monétaire est accommodante face au choc budgétaire.

Graphique 4.8.Pays touchés : réactions dynamiques des composantes de la production en temps normal et avec la valeur plancher effective

(En pourcentage de la production; trimestres sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : temps normal = hors valeur plancher effective. t = 0 est le trimestre du choc. Les courbes pleines en rouge représentent des estimations ponctuelles dans différentes conditions, les courbes en pointillé en rouge des intervalles de confiance à 90 % et les courbes pleines en bleu la réaction hors conditions. La valeur plancher effective correspond aux taux d’intérêt à court terme qui se situent dans les 25 % inférieurs de la distribution historique des pays. Les réactions à un choc budgétaire global sont présentées. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

Régime de change

Comme cela est expliqué dans la section sur les facteurs influant sur la transmission, le régime de change peut également avoir une incidence sur l’ampleur des retombées budgétaires. Pour étudier cette question, la présente section analyse si l’impact d’un choc budgétaire aux États-Unis varie selon que le régime de change des pays touchés est fixe ou souple par rapport au dollar. Les États-Unis, dont la monnaie est mondiale et qui revêtent une importance systémique sur le plan commercial, sont un pays d’origine approprié pour cet exercice. En règle générale, les pays ne sont rattachés ni à la livre sterling, ni au yen japonais. Dans le cas de l’euro, l’Allemagne et la France jouent un rôle commercial prépondérant surtout en Europe (la plupart des pays de l’échantillon sont membres de la zone euro ou rattachés à l’euro), ce qui ne permet pas aux données de varier suffisamment pour identifier les effets pour ceux dont le régime de change est souple.

Le cadre empirique est de nouveau modifié pour tenir compte de la dépendance du choc budgétaire à l’égard du régime de change; désormais, le choc ne prend naissance qu’aux États-Unis et le régime est défini par l’accord bilatéral de change en vigueur entre ce pays et les pays touchés au cours d’une période donnée. Plus précisément, un régime de change «fixe» couvre par définition des parités mobiles de fait classées selon deux méthodes possibles : 1) celle de Reinhart et Rogoff (2004), mise à jour par Ilzetzki, Reinhart et Rogoff (2017a, 2017b), ci-après appelée la classification de «Reinhart–Rogoff», et 2) la classification du «FMI» (Rapport annuel sur les régimes et les restrictions de change du FMI)23. Pour plus de précisions, voir l’annexe 4.1.

Les données semblent indiquer qu’un choc sur les dépenses publiques aux États-Unis a un impact plus fort et plus persistant dans les pays dont le taux de change est rattaché au dollar que dans ceux dont le taux de change est plus souple (graphique 4.9). Il en est ainsi cas quelle que soit la classification du régime de change utilisée. La différence dans les réactions de la production selon que le régime est fixe ou souple est statistiquement significative avec les deux classifications et aussi pendant la deuxième année selon la classification de Reinhart–Rogoff. En même temps, on n’observe aucune différence entre les régimes fixe et souple dans les retombées d’un choc budgétaire global ou d’un choc fiscal (non illustré). S’il est pris au pied de la lettre, ce résultat semble indiquer que les effets de réorientation des dépenses sont relativement faibles dans la transmission des chocs sur les dépenses. Cette faiblesse pourrait tenir à ce que, pour une fraction importante de l’échantillon, la politique monétaire des États-Unis a été bridée par la valeur plancher effective, ce qui a limité les variations des taux d’intérêt et donc des taux de change. Une autre possibilité est que (voir supra) l’intégration commerciale peut être plus forte en cas de rattachement (dépassant ce que peuvent saisir les simples ratios d’importation utilisés pour pondérer les chocs).

Graphique 4.9.Réactions dynamiques de la production des pays touchés au choc sur les dépenses des États-Unis sous divers régimes de change

(Impact sur la production, en pourcentage; trimestres sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est le trimestre du choc. Les courbes pleines en rouge représentent des estimations ponctuelles établies en fonction du régime de change, celles en pointillé en rouge des intervalles de confiance à 90 % et celles pleines en bleu les estimations hors conditions. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine. (Il convient de souligner que cela représente moins de 1 % du choc sur le PIB des États-Unis.)

La transmission des chocs budgétaires : analyse modélisée

Pour compléter l’analyse empirique, le chapitre présente des simulations fondées sur le modèle G-20 du FMI (modèle d’équilibre général multirégional). Les simulations se veulent indicatives; elles permettent de mieux comprendre l’ajustement macroéconomique aux chocs budgétaires, réaction des taux de change et d’intérêt incluse, et offrent davantage de granularité en ce qui concerne l’incidence des divers instruments budgétaires. Dans l’ensemble, les simulations servent de contre-vérifications théoriques des résultats empiriques et donnent un aperçu de la façon dont se propagent les chocs budgétaires24.

Les résultats cadrent en général avec les constatations empiriques du présent chapitre : les simulations montrent que les retombées des chocs budgétaires temporaires peuvent diverger considérablement en fonction de la réponse des autorités monétaires et des instruments budgétaires utilisés. Par ailleurs, les réactions des composantes du PIB selon différentes hypothèses en matière d’accommodement monétaire ressemblent beaucoup à celles qui ont été identifiées empiriquement25. Dans tous les cas, les chocs budgétaires sont exprimés en pourcentage (généralement 1 %) du PIB d’un pays d’origine donné, ce qui diffère de la façon dont les résultats sont présentés dans la section empirique et suppose que, toutes choses égales par ailleurs, les retombées des chocs émanant des grands pays sont plus importantes.

Les retombées sur la production : instruments budgétaires et politique accommodante

Les simulations modélisées confirment les retombées importantes des chocs sur les dépenses publiques. Plus précisément, elles montrent que les effets de contagion des chocs sur les dépenses sont plus importants que ceux des chocs sur les recettes26. Cela coïncide avec les résultats de l’analyse empirique exposée dans le présent chapitre. Cependant, des modèles structuraux donnent aussi un aperçu de l’impact d’instruments budgétaires spécifiques (graphique 4.10) :

Graphique 4.10.Impact des chocs budgétaires sur le PIB mondial en fonction de divers instruments

(Impact moyen sur deux ans, en pourcentage)

Source : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD).

Note : Tous les chocs représentent 1 % du PIB du pays d’origine et durent deux ans.

  • Instruments de dépense : les chocs sur l’investissement des pays dans le modèle G-20 ont des retombées et des effets intérieurs plus marqués que ceux de consommation publique, parce que l’investissement public accroît le stock de capital public, ce qui est censé relever la productivité du secteur privé, stimuler l’investissement privé et la demande de main-d’œuvre et, partant, augmenter les salaires et les revenus du travail. En revanche, la consommation publique n’a pas d’incidence sur la productivité du secteur privé.

  • Instruments fiscaux : les simulations modélisées donnent à penser que l’instrument fiscal dont les retombées et les effets intérieurs sont les plus importants consiste à modifier temporairement les taxes à la consommation. Contrairement aux réductions d’impôt sur le revenu du travail ou sur les sociétés, qui peuvent être épargnées, les ménages doivent augmenter leurs dépenses durant la période pour profiter de la baisse temporaire des taxes à la consommation27. De surcroît, étant donné que les décisions d’investissement ont un horizon de planification à long terme et que l’ajustement de l’investissement peut être coûteux (Christiano, Eichenbaum et Evans, 2005), les modifications temporaires de l’impôt sur les bénéfices des sociétés ont une incidence moindre que celles de l’impôt sur le revenu du travail, ces dernières touchant les ménages à court de liquidités, qui ajustent entièrement leur consommation en conséquence.

Conformément à l’analyse empirique, les simulations modélisées montrent que les retombées sur la production peuvent varier considérablement, en fonction de la réaction de la politique monétaire, tant dans les pays d’origine que dans ceux qui sont touchés. Le graphique 4.11 illustre l’impact des chocs sur les recettes et les dépenses d’une durée de deux ans survenus aux États-Unis envisagés au graphique 4.10, en utilisant la moyenne pour les instruments de recettes et de dépenses, sur le PIB des pays touchés selon différentes hypothèses de politique monétaire : 1) une réaction bien réglementée dans les pays d’origine et ceux qui sont touchés, 2) une politique accommodante aux États-Unis au cours des deux premières années suivant le choc, 3) une politique accommodante dans les pays touchés pendant la même période et 4) une politique accommodante aux États-Unis et dans les pays touchés durant cette période. Les retombées varient considérablement en fonction de la réaction des autorités monétaires; par exemple, si la politique monétaire est pleinement accommodante face au choc dans les pays touchés, elles peuvent être environ quatre fois plus importantes que si elle suit la règle du ciblage de l’inflation dans chaque pays28,29. Ces résultats cadrent parfaitement avec l’analyse empirique présentée au graphique 4.7 : lorsque les taux d’intérêt du pays touché se situent à la valeur plancher effective ou près de celle-ci, on estime que les retombées sont environ quatre fois plus fortes qu’en temps normal.

Graphique 4.11.Retombées des chocs budgétaires survenus aux États-Unis avec ou sans accommodement monétaire

(Impact moyen sur le PIB dans le reste du monde pendant deux ans, en pourcentage)

Source : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD).

Note : La réaction normale de la politique monétaire est bien réglementée dans les pays dont le régime de change n’est pas fixe et où les autorités monétaires réagissent à une hausse de l’inflation anticipée en relevant les taux d’intérêt nominaux afin de réduire la demande et de ramener l’inflation vers la cible.

Les simulations modélisées peuvent également aider à mieux comprendre les tendances régionales de l’impact des chocs budgétaires. Les retombées des mesures de relance aux États-Unis ont la portée mondiale la plus large, en raison de la taille importante de l’économie de ce pays et de ses relations commerciales modérément étroites avec la plupart des régions (graphique 4.12)30. Les retombées en provenance des États-Unis se font le plus sentir dans les pays d’Amérique latine et au Canada, qui représentent une part importante de la demande d’importations des États-Unis. Pour ce qui est des chocs survenus en France et en Allemagne, les retombées sont les plus fortes en Europe, du fait d’une profonde intégration commerciale, mais relativement faibles dans les autres régions. Enfin, les mesures budgétaires chinoises ont des retombées significatives dans chaque région en raison de la taille et de l’ouverture de l’économie de ce pays. Par région, les retombées sont légèrement plus sensibles sur les pays d’Asie, compte tenu de leurs relations commerciales étroites avec la Chine, encore qu’elles ne soient pas négligeables en Europe, au Canada et en Amérique latine. Étant donné son poids mondial croissant, l’économie chinoise joue actuellement un rôle important dans les retombées sur les pays voisins par l’intermédiaire du circuit commercial et sous l’effet des fluctuations de la demande sur les cours des produits de base (FMI, 2016).

Graphique 4.12.Impact des chocs sur les dépenses publiques survenus aux États-Unis, en Europe et en Chine sur le PIB régional

(Impact moyen pendant deux ans, en pourcentage)

Source : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD).

Note : Am. lat. = Amérique latine (Argentine, Brésil, Mexique); EU = États-Unis; UE = Union européenne. Le choc en Europe se réfère aux chocs survenus en Allemagne et en France. Le choc sur les dépenses publiques équivaut à 1 % du PIB et dure deux ans. L’effet moyen de niveau sur deux ans est présenté sans accommodement monétaire dans aucun pays.

L’ajustement macroéconomique et le rôle des variables financières

Les simulations modélisées peuvent mieux décrire les facteurs macroéconomiques qui animent les retombées budgétaires. En particulier, elles permettent d’examiner les déterminants des taux d’intérêt et des taux de change; ces variables étant de nature prospective, elles répondent à des changements dans l’état anticipé de l’économie, de sorte que lorsqu’une modification de la politique budgétaire est annoncée ou attendue, elles réagissent immédiatement. Il est donc difficile de saisir leur comportement dans des exercices empiriques utilisant des chocs structurels, qui évaluent en général l’impact de l’application des modifications budgétaires31. Le présent chapitre utilise à la fois une analyse modélisée et une approche empirique alternative qui isole les effets d’anticipation pour évaluer l’impact des chocs budgétaires sur les taux de change et la position extérieure des pays touchés.

Pour clarifier les déterminants de l’ajustement suivant les chocs budgétaires, le graphique 4.13 présente la réaction de plusieurs variables aux États-Unis et dans l’économie mondiale à une hausse temporaire des dépenses publiques dans ce pays. Compte tenu de l’importance de la réponse de la politique monétaire, il présente un scénario de relance sur deux ans dans le cadre à la fois d’une réaction normale de la politique monétaire (courbe en bleu) et d’une politique monétaire accommodante dans tous les pays (courbe en rouge).

Graphique 4.13.Réactions dynamiques à un choc sur les dépenses publiques survenu aux États-Unis

(Écart en pourcentage par rapport au niveau de référence)

Source : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD).

Note : Les courbes en rouge indiquent la réaction à un choc sur les dépenses publiques aux États-Unis de 1 % du PIB et d’une durée de deux ans, avec accommodement monétaire pendant deux ans dans le pays d’origine et ceux qui sont touchés, et celles en bleu la réaction au même choc sans accommodement monétaire dans aucun pays.

1Une hausse représente une appréciation.

  • Réaction de la politique monétaire : après le choc budgétaire, les taux directeurs augmentent pour contenir les pressions inflationnistes provenant du choc sur la demande, tant aux États-Unis que dans les pays touchés. La parité des taux d’intérêt non couverte suppose que les taux de change nominaux bilatéraux par rapport au dollar se déprécient à court terme, étant donné que la réaction de la politique monétaire est plus vigoureuse aux États-Unis qu’ailleurs — les tensions inflationnistes, qui sont la source du choc, y sont plus fortes. La progression de la demande extérieure américaine et la dépréciation du taux de change nominal dans les pays touchés se traduisent par une augmentation modeste des exportations en provenance du reste du monde et, de ce fait, par une légère amélioration des balances commerciales correspondantes. Toutefois, la hausse des taux d’intérêt mondiaux freine la consommation et l’investissement dans le reste du monde. L’effet net sur le PIB est faible, mais positif.

  • Accommodement monétaire : dans ce scénario, l’incidence positive sur l’inflation n’est pas maîtrisée, ce qui entraîne une baisse des taux d’intérêt réels. Cela déclenche une forte réaction positive de la consommation et de l’investissement dans le reste du monde, à mesure que le coût du capital et de la consommation courante diminue. Le contraste entre les déterminants de la consommation et de l’investissement en cas de politique monétaire accommodante, par opposition à la situation normale, est conforme aux résultats empiriques présentés au graphique 4.8. Cette politique a aussi un impact beaucoup plus important sur les importations et les exportations, en raison de la vigueur, respectivement, de l’activité et de la demande extérieure dans les pays touchés. Le circuit de réorientation des dépenses fonctionne en sens inverse si la politique monétaire est accommodante, les taux de change réels des pays touchés s’appréciant par rapport au dollar. Cela tient au fait que les répercussions sur les taux d’intérêt réels des États-Unis sont plus prononcées que dans les autres pays. La balance commerciale des pays touchés continue de s’améliorer en raison de la forte hausse de la demande en provenance des États-Unis. Dans l’ensemble, comme le montre le graphique 4.11, l’effet cumulatif sur le PIB mondial est amplifié en cas d’accommodement monétaire.

Si la prime d’échéance augmente à la suite d’une relance budgétaire, saisissant d’éventuelles inquiétudes causées par la viabilité de la dette ou une accélération de l’inflation, et que la politique monétaire réagit normalement, l’impact des mesures de relance aux États-Unis est réduit et les retombées sont marginalement moindres (graphique 4.14). Dans ce cas, des taux d’intérêt plus élevés que dans le scénario de référence découragent l’investissement et la consommation aux États-Unis. Par conséquent, l’effet net sur le PIB dans le reste du monde est légèrement plus faible, ce qui montre que les marchés financiers risquent de réagir négativement à toute hausse des dépenses pour réduire les retombées32. Cette possibilité fait ressortir l’importance que revêt un cadre macroéconomique à moyen terme crédible qui donne aux participants au marché l’assurance que l’inflation sera maîtrisée, puisque la dynamique de la dette est viable.

Graphique 4.14.Retombées d’un choc sur les dépenses survenu aux États-Unis avec ou sans hausse de la prime d’échéance

(Écart en pourcentage par rapport au niveau de référence)

Source : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD).

Note : Les courbes en rouge indiquent la réaction à un choc sur les dépenses publiques aux États-Unis de 1 % du PIB et d’une durée de deux ans, avec une hausse de 25 points de base de la prime d’échéance dans ce pays, ainsi que les retombées ultérieures sur les primes d’échéance dans les autres pays. Les courbes en bleu indiquent la réaction au même choc sur les dépenses sans augmentation des primes d’échéance. Aucun accommodement monétaire n’est présumé dans aucun pays.

Un examen empirique de la réaction des taux de change et des positions extérieures aux chocs budgétaires est présenté à l’encadré 4.1. Pour bien rendre compte des effets d’anticipation, l’analyse exprime les chocs budgétaires sur la base de la méthodologie de Forni et Gambetti (2016), qui identifie ces chocs aux dates d’annonce, telles que les saisissent les variations des prévisions faites par des experts. Elle montre qu’une hausse des dépenses publiques aux États-Unis conduit à une appréciation réelle du dollar et à une dégradation de la balance commerciale de ce pays, comme le prévoient les modèles macroéconomiques classiques.

Réformes budgétaires

L’analyse modélisée facilite également l’examen des retombées de ce que l’on appelle des réformes des finances publiques, expression par laquelle il faut entendre des modifications permanentes de la composition du budget du secteur public, dont l’effet est neutre sur le plan budgétaire. Les scénarios envisagés jusqu’à présent dans ce chapitre portent sur les relances temporaires liées à un changement de politique budgétaire dans le pays d’origine. Toutefois, les réformes neutres peuvent également avoir des retombées. Pour illustrer ces différences, les deux scénarios ci-après, dont l’incidence budgétaire est neutre, sont examinés : 1) une réforme de l’impôt sur les bénéfices des sociétés et 2) une hausse des dépenses d’infrastructure. Ces scénarios semblent indiquer que les réformes budgétaires ont des effets transfrontaliers limités, encore que, si elles sont importantes, les modifications peuvent générer de fortes retombées.

Réforme budgétaire neutre de l’impôt sur les bénéfices des sociétés

Les retombées directes d’une baisse (simultanée), neutre sur le plan budgétaire, du taux d’imposition des bénéfices des sociétés en Allemagne, aux États-Unis et en France (les pays d’origine dans le présent scénario) sont légèrement négatives33. Les principales hypothèses du scénario sont les suivantes : les taux d’imposition des sociétés sont abaissés de 15 points de pourcentage, ceux de la taxe sur la consommation sont relevés pour compenser la perte de recettes et la politique monétaire réagit normalement34. L’impact direct de la réforme est représenté par les courbes en bleu du graphique 4.15. Comme le montre ce graphique :

Graphique 4.15.Retombées d’une baisse de l’impôt sur les bénéfices des sociétés compensée par une hausse de la taxe sur la valeur ajoutée

(Écart en points de pourcentage par rapport au niveau de référence, sauf indication contraire)

Sources : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD); estimations des services du FMI.

Note : Les courbes en bleu indiquent la réaction aux réformes de l’IBS/TVA seulement, les courbes en rouge celle aux réformes de l’IBS/TVA, conjuguées aux hypothèses sur les déplacements d’investissements, et les courbes en jaune celle aux réformes de l’IBS/TVA, conjuguées aux hypothèses sur les déplacements de bénéfices et d’investissements. Aucun accommodement monétaire n’est présumé dans aucun pays. Pour le reste du monde, aucune réforme n’est prise par hypothèse. IBS = impôt sur les bénéfices des sociétés; TVA = taxe sur la valeur ajoutée.

  • Le PIB réel augmente progressivement à mesure que la baisse des taux de l’impôt sur les bénéfices des sociétés accroît le rendement du capital dans les pays d’origine, stimulant ainsi l’investissement. Cet effet positif sur le PIB des pays réformateurs n’est absorbé qu’en partie par le relèvement du taux de la taxe à la consommation, qui provoque un recul de la consommation. Bien que ces réformes soient initialement neutres sur le plan budgétaire, les recettes fiscales augmentent à terme du fait de l’expansion de l’investissement, ce qui réduit le déficit et l’encours de la dette dans les pays d’origine35, dont la balance commerciale se dégrade légèrement sous l’effet de la demande d’importations induite par les investissements.

  • Faute de relance budgétaire à court terme, les retombées directes sur les pays touchés sont limitées. À moyen terme, leur PIB diminue quelque peu, car ils sont désavantagés en termes de compétitivité du rendement du capital, et les taux d’intérêt réels sont légèrement plus élevés, ce qui laisse supposer une baisse de l’investissement. Cet impact négatif neutralise amplement le faible dynamisme des exportations attribuable à l’augmentation de la demande dans les pays d’origine.

Toutefois, au-delà de cet effet direct, les réformes budgétaires peuvent aussi avoir une incidence sur les décisions concernant l’investissement et la déclaration des bénéfices. Les taux d’imposition des sociétés influencent à la fois les décisions en matière de marge intensive ou extensive (spécifiques ou de localisation) des entreprises, ce qui laisse supposer que les sociétés multinationales peuvent délocaliser leurs activités lorsqu’elles sont confrontées à des variations importantes des taux d’imposition relatifs dans différents pays (voir Devereux, 2008; De Mooij et Ederveen, 2008). En outre, les deux études soulignent que les multinationales peuvent déplacer leurs bénéfices d’un pays à l’autre. Dans le scénario, la baisse des taux d’imposition des bénéfices des sociétés incite ces entreprises à déplacer leurs activités (investissement et pays où sont déclarés les bénéfices) vers les pays d’origine au détriment des pays touchés.

L’effet des déplacements d’investissements et de bénéfices est illustré au graphique 4.15 par les courbes en rouge (déplacement d’investissements seulement) et en jaune (déplacements d’investissements et de bénéfices). Sur la base des estimations des ouvrages sur les déplacements d’investissements et de bénéfices, le scénario suppose que l’investissement direct étranger dans les pays non réformateurs peut diminuer d’environ 400 milliards de dollars, perte qui est censée être répartie également entre tous les pays en pourcentage du PIB36. En revanche, les pays qui procèdent à des réformes sont censés profiter d’un montant analogue, en sus de l’incidence immédiate sur les investissements de la réduction de l’impôt sur les bénéfices des sociétés examinée supra37. Les déplacements de bénéfices sont censés représenter un pur gain de recettes budgétaires pour les pays d’origine et une perte correspondante pour les autres pays38.

Les résultats donnent à penser que les déplacements d’investissements et de bénéfices peuvent avoir des retombées plus importantes sur l’activité et modifier les situations budgétaires. L’activité dans les pays d’origine est nettement plus forte, avec une augmentation du PIB de près de 4 % après 10 ans, encore qu’elle se réduise sensiblement (d’environ 1 %) dans les autres pays. La balance commerciale semble se dégrader sensiblement dans les pays qui réforment la fiscalité des sociétés, la demande d’importations augmentant sensiblement, et s’améliorer dans le reste du monde, du fait de la compression des importations et de la croissance des exportations. Les déplacements d’investissements et de bénéfices peuvent aussi avoir une incidence sur les situations budgétaires, renforçant le solde primaire des pays d’origine et érodant le solde des autres, en sus des effets directs de la réforme de l’impôt sur les bénéfices des sociétés elle-même. Il est possible d’observer l’impact marginal des déplacements de bénéfices sur l’encours de la dette publique en comparant les courbes en rouge et en jaune des plages 3 et 4 du graphique 4.15. Les effets des déplacements d’investissements (mesurés en comparant les courbes en bleu et en rouge) sont, à l’évidence, beaucoup plus importantes que celles des déplacements de bénéfices39.

Investissement public : hausse permanente neutre sur le plan budgétaire

À la différence des réformes de l’impôt sur les bénéfices des sociétés qui déclenchent des déplacements d’investissements et de bénéfices, une augmentation permanente de l’investissement public, neutre sur le plan budgétaire, n’a que des retombées très modestes40. Le scénario prend pour hypothèse une hausse de ½ % du PIB de l’investissement public dans les cinq grands pays retenus pour l’exercice empirique (Allemagne, États-Unis, France, Japon et Royaume-Uni), qui est financée par une majoration des taxes à la consommation. Une telle réforme stimule le stock de capital dans les pays d’origine, augmentant ainsi la production de façon permanente, l’accroissement des investissements attribuable au renforcement de la productivité associé à l’expansion du stock de capital public compensant amplement l’impact négatif de la hausse des taxes à la consommation intérieure. Comme le montre le graphique 4.16, bien qu’il y ait un impact transfrontalier modeste dû à des déplacements de dépenses, il est toutefois atténué par une dépréciation du taux de change dans les pays d’origine, ce qui suppose que le circuit de réorientation des dépenses finit par neutraliser l’effet positif41. L’effet sur la balance commerciale des pays touchés est faible, mais négatif.

Graphique 4.16.Retombées de l’augmentation de l’investissement public dans cinq grands pays

(Écart en pourcentage par rapport au niveau de référence)

Source : FMI, simulations du modèle G-20 (G20MOD).

Note : Retombées d’une augmentation permanente de 0,5 % du PIB de l’investissement public dans cinq grands pays (Allemagne, États-Unis, France, Japon et Royaume-Uni), financée par la taxe sur la valeur ajoutée. Aucun accommodement monétaire n’est présumé dans aucun pays.

Conclusions

Les retombées positives au niveau international des mesures budgétaires prises collectivement ont aidé l’économie mondiale à se redresser après la crise financière, mais cette question a-t-elle encore de l’importance étant donné qu’aujourd’hui, la conjoncture est nettement plus favorable? Le chapitre note que les retombées restent importantes, mais ce, en fonction de la situation à la fois des pays d’origine et des pays touchés. Il montre qu’elles sont en général plus faibles lorsque le choc budgétaire provient d’un pays dont le PIB est à son niveau potentiel, mais que l’impact s’intensifie lorsque le pays d’origine ou celui qui est touché est en récession ou tire parti d’une politique monétaire accommodante. Cela donne à penser que, le plus souvent, les retombées sont fortes lorsque les multiplicateurs nationaux sont élevés. Le chapitre constate aussi que celles des chocs sur les dépenses publiques sont plus importantes que celles des chocs sur les recettes, que la transmission des chocs budgétaires peut être amplifiée dans les pays à taux de change fixe et qu’elle peut être atténuée si la relance budgétaire du pays d’origine entraîne un durcissement des conditions financières mondiales.

Bien qu’il ne tire pas de conclusions sur la manière dont, d’un point de vue intérieur, les pays doivent mener leur politique budgétaire, le chapitre fournit des informations sur les retombées potentielles d’une telle politique sur les autres pays. La conjoncture actuelle donne à penser que les effets transfrontaliers positifs d’une relance dans des pays dont l’écart de production est globalement réduit sont en général moindres que pendant la crise, tout en continuant néanmoins de présenter des avantages. Dans la zone euro par exemple, les retombées d’une politique budgétaire plus expansionniste dans les pays disposant d’un espace budgétaire (comme l’augmentation de l’investissement public afin d’accroître la production potentielle en Allemagne) sur certains partenaires commerciaux dont la situation conjoncturelle est faible peuvent rester importantes en raison de la poursuite d’une politique monétaire accommodante et d’éléments donnant à penser que le rattachement monétaire tend à les amplifier. De façon plus générale, l’instrument budgétaire joue aussi un rôle : il est probable que les dépenses d’investissement public génèrent davantage de dividendes transfrontaliers que les baisses d’impôt.

Le chapitre présente également des scénarios illustrant des réformes budgétaires dans lesquels tout changement dans le budget de l’État qui ne modifie pas à court terme l’orientation de la politique budgétaire s’accompagne de faibles retombées. Toutefois, les réformes de grande ampleur, comme de fortes baisses du taux d’imposition des bénéfices des sociétés neutres sur le plan budgétaire (compensées par des hausses des taxes à la consommation), qui influent sur les décisions des sociétés multinationales en matière de localisation des investissements et de déclaration des bénéfices, peuvent avoir d’importantes retombées.

Enfin, et il n’est pas surprenant de le constater, les mesures budgétaires ayant des effets transfrontaliers significatifs sur le plan économique peuvent également avoir un impact sur les balances commerciales. Par exemple, le chapitre semble indiquer qu’une relance budgétaire provoque en général une dégradation de la balance commerciale du pays où elle est engagée, parallèlement à une amélioration de la situation des partenaires commerciaux. Cela sous-entend qu’une expansion budgétaire aux États-Unis pourrait exacerber les déséquilibres des balances courantes au niveau mondial, alors qu’une relance en Allemagne tendrait à les réduire.

Encadré 4.1.Les retombées des chocs de dépenses publiques aux États-Unis sur les positions extérieures

Un consensus sur l’effet des chocs de dépenses publiques sur le taux de change et le solde extérieur d’un pays demeure difficile à dégager dans les ouvrages empiriques1. Cela peut s’expliquer en partie par la difficulté d’isoler les anticipations des acteurs en matière de politique budgétaire, étant donné les décalages sur le double plan législatif et exécutoire soulignés notamment par Ramey (2011). Le présent encadré et une note connexe (Popescu et Shibata, à paraître) examinent l’incidence des chocs de dépenses budgétaires aux États-Unis sur la balance commerciale et le taux de change réel de ce pays, d’un point de vue tant multilatéral que bilatéral, tout en prenant soigneusement en compte la question de l’anticipation budgétaire.

Afin de bien saisir les effets d’anticipation, l’approche suit Forni et Gambetti (2016) et s’appuie sur des enquêtes de prévisionnistes professionnels pour identifier les chocs budgétaires à la date d’annonce plutôt qu’à celle de réalisation2. Sur le plan méthodologique, le choc d’anticipation budgétaire («information») est identifié dans une autorégression vectorielle qui utilise des données des États-Unis allant du premier trimestre de 1981 au quatrième trimestre de 20163. L’analyse complète Forni et Gambetti (2016) par une perspective transnationale visant à tenir compte de la situation macroéconomique des pays touchés, ce qui constitue la principale contribution originale du présent exercice.

Les résultats semblent indiquer que l’information sur les dépenses publiques futures conduit à une appréciation réelle du dollar et à une dégradation de la balance commerciale des États-Unis, conformément à la théorie et à la résolution de l’«énigme de la dépréciation» que l’on trouve dans la plupart des études antérieures. L’intuition est surtout que l’inclusion de données supplémentaires sur les anticipations et les prévisions budgétaires permet de mieux estimer les effets des chocs de dépenses budgétaires en saisissant avec plus de précision le profil temporel de leur impact (voir Forni et Gambetti, 2016), profil qui est probablement important pour évaluer la réaction aux futurs changements de contexte, tels qu’ils sont perçus, de variables qui, comme le taux de change, fluctuent rapidement.

Pour ce qui est de l’examen des retombées, une analyse autorégressive vectorielle de panel permet de prendre en compte les variables macroéconomiques et politiques du pays touché (telles que la situation conjoncturelle, la politique monétaire et la politique budgétaire intérieure). L’estimation utilise un panel non cylindré de 30 partenaires commerciaux des États-Unis (23 pays avancés et 7 pays émergents représentant environ 80 % des importations américaines) pour la période comprise entre le quatrième trimestre de 1982 et le troisième trimestre de 2016. Les résultats donnent à penser qu’une hausse anticipée des dépenses publiques aux États-Unis entraîne une dépréciation du taux de change réel dans d’autres pays et une amélioration de leur balance commerciale avec ce pays. Plus précisément, l’annonce d’une hausse des dépenses publiques de 1 % du PIB aux États-Unis entraîne une dépréciation du taux de change des partenaires commerciaux d’environ 5 % après un an et demi, tout en améliorant leurs exportations nettes vers ce pays de 0,3 point de pourcentage de leur propre PIB après deux ans (graphique 4.1.1, courbes en bleu).

Graphique 4.1.1.Pays touchés : réaction de la balance commerciale et du taux de change réel par rapport au dollar

(Trimestres sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est le trimestre du choc. Les courbes en pointillé indiquent des intervalles de confiance à 90 %.

L’estimation des sous-échantillons révèle que l’impact sur les taux de change et les balances commerciales a peut-être diminué après la crise financière mondiale. Les courbes en rouge du graphique 4.1.1 illustrent la réaction de la balance commerciale et des taux de change réels par rapport aux États-Unis avant la crise financière mondiale (de 2007), ce qui donne à penser que les réactions étaient beaucoup plus fortes avant la crise. Ces résultats peuvent refléter la politique monétaire sous contrainte poursuivie ces dernières années, qui a pu freiner l’appréciation du taux de change du dollar (en réaction à des chocs budgétaires expansionnistes), facilitant ainsi potentiellement une réaction moins forte de la balance commerciale.

La même analyse effectuée pour différents groupes de pays (pays avancés ou du Groupe des Vingt seulement) semble indiquer que les résultats sont quantitativement robustes. Ils sont également robustes face aux variations de la méthodologie, y compris un ordonnancement différent des variables et l’inclusion de variables supplémentaires, ainsi qu’aux divers systèmes de pondération (dont les pondérations variables dans le temps).

Adina Popescu et Ippei Shibata sont les auteurs de cet encadré.1Par exemple, alors que les ouvrages théoriques tendent à prédire que l’augmentation des dépenses publiques déclenche une appréciation du taux de change, les travaux empiriques constatent souvent l’inverse dans le cas des États-Unis; c’est ce que l’on appelle habituellement l’«énigme de la dépréciation».2Plus précisément, les prévisions de dépenses publiques établies dans le cadre de l’enquête des prévisionnistes professionnels sont utilisées pour saisir les dépenses budgétaires préannoncées ou anticipées (également appelées «information» ou «anticipation») en exploitant les variations des prévisions.3L’autorégression vectorielle couvre, dans l’ordre suivant : les dépenses de consommation et l’investissement brut, en termes réels, de l’État fédéral, la variable de l’information budgétaire basée sur les données de l’enquête des prévisionnistes professionnels, le PIB réel, la consommation privée, l’excédent fédéral divisé par le PIB, les exportations nettes de biens et services divisées par le PIB, le taux de l’échéance constante à dix ans du Trésor et le taux de change effectif réel.
Annexe 4.1. Données

Données pour l’identification des chocs

Les données budgétaires trimestrielles utilisées pour identifier les chocs dans cinq pays d’origine42 proviennent des services statistiques nationaux, soit directement, soit par l’intermédiaire de Haver Analytics. Les données trimestrielles sur les dépenses et les recettes publiques réelles prises pour représenter les chocs budgétaires sont exprimées en monnaie locale, corrigées des variations saisonnières et annualisées pour la période de l’échantillon (premier trimestre de 2000–deuxième trimestre de 2016). Les dépenses publiques sont calculées en additionnant la consommation et la formation brute de capital fixe trimestrielles des administrations publiques, telle qu’elle ressort des comptes nationaux. S’agissant des recettes fiscales, celles des administrations publiques, également trimestrielles, sont utilisées sauf dans le cas du Japon. Les sources des données pour chaque pays sont énumérées au tableau de l’annexe 4.1.1. Voir Blagrave et al., à paraître, pour plus de précisions sur les données, ainsi que pour un examen de leurs limites et la représentation des chocs budgétaires.

Tableau de l’annexe 4.1.1.Sources des données budgétaires trimestrielles par pays d’origine
PaysDonnées budgétairesSource des donnéesCorrection des variations saisonnièresNote
AllemagneDépenses publiquesDeutsche BundesbankDonnées corrigées des variations saisonnières et du nombre de jours ouvrables par le pays d’origineSomme de la consommation finale et de la FBCF des administrations publiques
Recettes fiscalesEurostat1X-12-ARIMA par les services du FMI
États-UnisDépenses publiquesBureau of Economic AnalysisDonnées corrigées des variations saisonnières par le pays d’origineSomme de la consommation finale et de la FBCF des administrations publiques
Recettes fiscalesBureau of Economic AnalysisDonnées corrigées des variations saisonnières par le pays d’origine
FranceDépenses publiquesEurostat1Données corrigées des variations saisonnières et du nombre de jours ouvrables par le pays d’origineSomme de la consommation finale et de la FBCF des administrations publiques
Recettes fiscalesEurostat1Données corrigées des variations saisonnières et du nombre de jours ouvrables par le pays d’origineFiscalité courante du revenu et du patrimoine, hors charges sociales
JaponDépenses publiquesBureau du Conseil des ministresDonnées corrigées des variations saisonnières et annualisées par le pays d’origineSomme de la consommation finale et de la FBCF des administrations publiques
Total des recettes publiquesMinistère des finances et Bureau du Conseil des ministresX-12-ARIMA par les services du FMIExtrapolation par la méthode de Denton
Royaume-UniDépenses publiquesOffice for National StatisticsDonnées corrigées des variations saisonnières par le pays d’origineSomme de la consommation finale et de la FBCF des administrations publiques
Recettes fiscalesEurostat1X-12-ARIMA par les services du FMI
Source : compilation des services du FMI.Note : Pour les dépenses publiques, les niveaux nominaux sont corrigés à l’aide du déflateur du PIB lorsque les niveaux réels ne sont pas directement disponibles dans le pays d’origine. Pour les recettes fiscales (total des recettes dans le cas du Japon), les niveaux réels sont calculés en corrigeant les niveaux nominaux à l’aide du déflateur du PIB de chaque pays. FBCF = formation brute de capital fixe; X-12-ARIMA = logiciel de correction des variations saisonnières du Census Bureau des États-Unis.

Données pour l’analyse des retombées

Les données trimestrielles de 55 pays touchés sur la période allant du premier trimestre de 2000 au deuxième trimestre de 2016 comprennent des séries, recueillies à partir de sources multiples, sur la production réelle, la consommation, l’investissement, les importations/exportations, les importations/exportations bilatérales de biens, la demande extérieure, les taux d’intérêt à court terme, les écarts de production et les régimes de change. Les sources des données pour chaque série sont énumérées en détail au tableau de l’annexe 4.1.2, suivies d’une liste de tous les pays de l’échantillon au tableau de l’annexe 4.1.3.

Tableau de l’annexe 4.1.2.Sources des données pour les pays touchés
SériesSource des donnéesEstimationPays dont les données sont manquantesNote
Production réellePEM; Haver AnalyticsDonnées recalculées sur la base de 2010; corrigées à l’aide du déflateur du PIBAucun dans l’échantillonDonnées corrigées des variations saisonnières, annualisées, en monnaie nationale
Consommation, investissement, importations, exportations, en termes réelsHaver AnalyticsDonnées recalculées sur la base de 2010; corrigées à l’aide des déflateurs respectifs pour chaque pays et variableViet NamDonnées corrigées des variations saisonnières, annualisées, en monnaie nationale, extraites des comptes nationaux
Importations/exportations bilatérales de biensDOTSMoyenne des valeurs communiquées par les pays déclarants et les pays partenairesAucun dans l’échantillonDonnées initiales à fréquence mensuelle, agrégées par somme
Demande extérieurePEM; DOTS; Haver AnalyticsSomme de la croissance du PIB réel des pays partenaires pondérée en fonction des exportationsAucun dans l’échantillonDonnées corrigées des variations saisonnières, croissance d’un trimestre à l’autre, différence logarithmique, en pourcentage
Taux directeur à court termeBloomberg Finance L.P.; Haver AnalyticsLIBOR à trois mois, taux des bons du Trésor à trois mois, le cas échéantChypre, Estonie, Luxembourg, République slovaque, UruguayTaux directeur, taux d’intérêt servi sur les dépôts et taux cibles utilisés lorsque le LIBOR et les taux des bons du Trésor n’étaient pas disponibles
Écart de productionPEM; Haver AnalyticsÉcart entre la production réelle et la production potentielle, estimé par le filtre de HPAucun dans l’échantillonMéthode de Denton utilisée à des fins de correspondance avec les chiffres de l’écart de production annuel dans les PEM
Source : compilation des services du FMI.Note : DOTS = FMI, Direction of Trade Statistics; HP = Hodrick—Prescott; LIBOR = taux interbancaire offert à Londres (London interbank offered rate); PEM = Perspectives de l’économie mondiale.
Tableau de l’annexe 4.1.3.Pays touchés compris dans l’échantillon
RégionPays (55 au total)
AfriqueAfrique du Sud
AmériquesArgentine, Brésil, Canada, Chili, Colombie, Costa Rica, États-Unis*, Mexique, Pérou, Uruguay
AsieAustralie, Chine, Corée, Inde, Indonésie, Japon*, Malaisie, Nouvelle-Zélande, Philippines, Thaïlande, Viet Nam
EuropeAllemagne*, Autriche, Belgique, Bulgarie, Croatie, Chypre, Danemark, Estonie, Finlande, France*, Espagne, Grèce, Hongrie, Irlande, Israël, Italie, Lettonie, Lituanie, Luxembourg, Malte, Norvège, Pays-Bas, Pologne, Portugal, République slovaque, République tchèque, Roumanie, Royaume-Uni*, Russie, Slovénie, Suède, Suisse, Turquie
Source : compilation des services du FMI.

Description des données

  • PIB, consommation, investissement, en termes réels: Les niveaux trimestriels en termes réels sont recalculés sur la base des prix de 2010, exprimés en unités de monnaie locale, corrigés des variations saisonnières et annualisés. Les données sur l’investissement s’entendent de la formation brute de capital fixe.

  • Importations/exportations: Les niveaux trimestriels en termes réels sont recalculés sur la base des prix de 2010, exprimés en unités de monnaie locale, corrigés des variations saisonnières et annualisés. Les données des comptes nationaux proviennent de Haver Analytics et s’entendent des importations/exportations totales de biens et de services.

  • Importations/exportations bilatérales de biens: Les pondérations bilatérales sont calculées en utilisant les importations/exportations bilatérales de biens entre les 55 pays de l’échantillon et les cinq pays d’origine (5 × 55 = 275 paires). Pour chaque paire de pays, la moyenne est celle des valeurs déclarées des deux pays.

  • Demande extérieure: Elle est calculée en additionnant la croissance réelle des pays partenaires et en pondérant cette somme en fonction des exportations bilatérales.

  • Taux d’intérêt à court terme: Le taux interbancaire offert à Londres (LIBOR) et le taux des bons du Trésor à trois mois sont utilisés. Pour une couverture historique et géographique plus complète, les taux directeurs, ceux des intérêts servis sur les dépôts et les taux cibles sont utilisés lorsque les données sur le LIBOR et les bons du Trésor à trois mois ne sont pas disponibles.

  • trimestriel de productioncart de production: L’écart trimestriel de production est d’abord calculé comme l’écart entre la production réelle et la production potentielle, estimé par le filtre de Hodrick–Prescott. Ensuite, pour rapprocher toute différence potentielle entre l’écart estimé et les chiffres annuels publiés dans les Perspectives de l’économie mondiale (PEM) du FMI, on utilise la méthode proportionnelle d’étalonnage de Denton, qui, à la fois, préserve la saisonnalité observée à partir des séries trimestrielles estimées de l’écart de production et assure la correspondance avec les données publiées dans les PEM après conversion en données annuelles.

Les variables présentant des tendances notables au cours de la période d’échantillonnage sont découplées à l’aide de tendances linéaires propres à chaque pays. De plus, les valeurs aberrantes — en d’autres termes les observations avec des taux de croissance du PIB d’un trimestre à l’autre supérieurs à 10 % ou inférieurs à –10 % au cours d’un trimestre donné (très peu d’observations) — sont exclues.

Classification du régime de change

Une mesure de l’accord de change bilatéral avec le dollar américain est élaborée pour estimer les retombées des différents régimes de change.

Dans le cas de la classification de Reinhart–Rogoff, le régime de change est exprimé sous la forme d’un indice variable dans le temps fondé sur la classification annuelle générale de fait d’Ilzetzki, Reinhart et Rogoff (2017a, 2017b), qui va de 1 (le plus rigide) à 6 (le plus souple). Pour chaque période, tout pays qui se voit attribuer une valeur de 1 (parité de fait) ou de 2 (parité mobile de fait) est réputé avoir un «régime fixe». L’indice trimestriel est interpolé à partir des données annuelles, en attribuant la même valeur aux quatre trimestres de l’année. En 2015 par exemple, cette classification donne sept pays à taux «fixe» (Argentine, Chine, Costa Rica, Inde, Pérou, Philippines, Viet Nam) sur l’échantillon de 55 pays43.

La classification du FMI antérieure à 2008 (générale) comprend six catégories, 1 étant la plus rigide et 6 la plus souple44. Elle a été modifiée en 2008 et les données postérieures proviennent du site Internet du FMI. Comme dans la classification de Reinhart–Rogoff, un pays est en général classé comme ayant un taux de change fixe par rapport au dollar s’il se voit attribuer une valeur de 1 (parité de fait) ou de 2 (parité mobile de fait ou bande de fluctuation mobile égale à ±2 % ou plus étroite). Là encore, l’indice trimestriel est interpolé à partir des données annuelles. Pour 2015 par exemple, cette classification donne deux pays à taux fixe (Chine, Viet Nam) sur l’échantillon de 55 pays, mais le nombre de pays entrant dans cette catégorie est plus élevé pour les périodes précédentes.

Annexe 4.2. Stratégie empirique

Spécification de référence

Comme dans Auerbach et Gorodnichenko (2013), la réaction de la production du pays touché à un choc budgétaire étranger est évaluée à l’aide de la méthode des projections locales, qui est particulièrement efficace pour s’attaquer à la non-linéarité et qui, en d’autres termes, permet d’estimer les retombées selon les différents états de l’économie. En outre, la méthode est plus robuste face aux erreurs de spécification du processus générateur de données qu’une autorégression vectorielle, pour laquelle l’erreur de spécification est aggravée à chaque horizon de la réponse impulsionnelle.

Le modèle linéaire de référence ci-après à l’horizon temporel h (pour h = 0,..., H) est établi à l’aide d’un estimateur des moindres carrés ordinaires (panel) :

Zit est la variable d’intérêt (PIB réel, consommation, investissement, etc.) dans le pays touché i au trimestre t, Yit le PIB réel de ce pays au trimestre t, Shockit le choc budgétaire extérieur auquel ce pays est confronté à l’instant t (voir infra) et Xit un vecteur de variables de contrôle (décalages du choc budgétaire, de la croissance du PIB et de la demande extérieure) mesuré en tant que moyenne pondérée des taux de croissance des partenaires commerciaux (le nombre de décalages L = 4 a été choisi). Les variables θhi et μht saisissent les effets fixes géographiques et temporels. Étant donné que le choc budgétaire extérieur est exprimé en unités de PIB des pays touchés (Shockit est ajusté en fonction du PIB décalé Yit - 1), le coefficient ah est analogue au multiplicateur domestique d’un choc extérieur (Hall, 2009; Barro et Redlick, 2011). La réponse impulsionnelle pour les périodes H est représentée à partir d’une séquence d’estimations {αh}h=0H.

Le choc budgétaire de référence regroupe les chocs propres aux cinq pays d’origine (Allemagne, États-Unis, France, Japon et Royaume-Uni,) et les pondère en utilisant les relations commerciales avec les pays touchés. Le système de pondération repose sur l’hypothèse selon laquelle la politique budgétaire est principalement transmise par les échanges (les pays entretenant des liens commerciaux étroits avec les pays d’origine enregistrent normalement des chocs plus importants sous la forme de variations plus grandes de la demande d’exportations, et donc des retombées plus fortes). Toutefois, les retombées estimées couvrent celles de tous les circuits de transmission, notamment le circuit financier. Le choc budgétaire extérieur auquel est confronté le pays touché i à l’instant t est représenté par :

j désigne le pays d’origine, Mijt les importations de biens du pays j en provenance du pays i à l’instant t, Mjt le total des importations de biens du pays j, sjt le choc budgétaire identifié dans le pays j, exprimé en termes réels dans la monnaie de ce pays, et Ejt le taux de change réel du dollar avec ce pays. En conséquence, le second terme du membre de droite (sjtEj,t/Ei,t - 1) est égal à la valeur monétaire réelle du choc budgétaire provenant du pays j converti en unités de la monnaie du pays touché i. Il est ensuite calibré en fonction de la part des importations (Mij,t - 1/Mj,t - 1), qui reflète l’importance relative du pays touché i en tant que fournisseur d’importations pour le pays d’origine45. Enfin, les chocs pondérés sont additionnés pour les cinq pays d’origine46. Les chocs cumulés sont relativement faibles : par exemple, ceux de dépenses (recettes) sont en moyenne d’environ 0,06 (0,1) % du PIB du pays touché sur la période de l’échantillon.

Spécifications non linéaires

Rôle de la situation conjoncturelle et des contraintes de politique monétaire

Pour étudier les effets dépendant de l’état de l’économie dans les pays touchés, une version non linéaire de la spécification de référence est estimée. Les coefficients de régression sur le choc et les variables de contrôle peuvent varier en fonction des différents états de l’économie. L’état est défini par rapport au cycle conjoncturel («sous-emploi/emploi des capacité») ou à l’orientation de la politique monétaire («valeur plancher effective/absence de valeur plancher effective»). Le sous-emploi des capacités correspond à un écart de production négatif et la valeur plancher effective à un taux d’intérêt à court terme inférieur au 25e percentile de la distribution dans les différents pays (environ 0,57 % pour les pays avancés et 3,0 % pour les pays émergents).

Dans la logique d’Auerbach et Gorodnichenko (2013), la spécification de référence est modifiée comme suit :

Ii,t prend les valeurs de 1 ou de 0, indiquant l’état de l’économie dans le pays touché i à l’instant t. Il est alors possible d’analyser les deux états en comparant les paramètres estimés α1h et α2h.

Pour le pays d’origine, seul le choc est fractionné en fonction de l’état de l’économie, qui peut être à nouveau soit la situation conjoncturelle, soit une politique monétaire proche de la valeur plancher effective, avec les mêmes définitions que dans la spécification pour les pays touchés. Le choc du pays d’origine devient donc

Itj est une variable muette {0;1} indiquant l’état de l’économie dans le pays qui crée le choc. L’hypothèse selon laquelle il n’existe un lien d’interdépendance qu’entre le choc et cette variable est que, même si le choc dans le pays d’origine et sa réaction intérieure peuvent dépendre du régime de change, ce n’est pas le cas pour sa propagation aux pays touchés.

Retombées dans les pays touchés dont le régime de change est différent

Comme dans le cas de la spécification non linéaire dans laquelle le choc est fractionné en fonction de l’état de l’économie du pays d’origine, le choc est divisé en deux composantes sur la base de l’accord de change bilatéral conclu entre le pays touché i et les États-Unis :

Fixi,tjUS=1 si le pays i et les États-Unis partagent un régime fixe au cours de la période t.

Estimations des retombées exprimées en termes de PIB des pays d’origine

Bien que la spécification de référence exprime les chocs budgétaires en termes de PIB des pays touchés, étant donné la décision de regrouper les chocs provenant de différents pays d’origine et selon la pratique courante dans les travaux publiés, cette transformation risque de compliquer l’interprétation de l’ampleur des retombées. Pour faciliter cette interprétation, les estimations présentées dans le chapitre sont recalibrées sous la forme de retombées en réaction à un choc budgétaire de 1 % du PIB du pays d’origine, en normalisant le coefficient de contagion estimé a de la façon suivante :

Sj est le choc du pays d’origine exprimé en pourcentage de son PIB (en supposant qu’il est égal à 1), (Mi,j/Mj) la part du pays touché dans le total des importations du pays d’origine (le facteur de pondération dans le modèle de référence) et (Yj/Yi) le ratio du PIB du pays d’origine à celui du pays touché, mesurés en dollars des États-Unis47.

Annexe 4.3. Tests de robustesse

Pour que le choix du schéma d’identification du choc ou de l’approche économétrique n’influence pas les résultats de référence, la présente section effectue plusieurs tests de robustesse. Les résultats sont robustes pour 1) l’estimation des retombées à l’aide d’une autorégression vectorielle de panel tenant compte de la réaction endogène des taux de change et de la politique monétaire dans les pays touchés et 2) l’utilisation de chocs budgétaires alternatifs fondés sur des erreurs de prévision ou une approche narrative.

Estimation à l’aide d’une autorégression vectorielle de panel

Une analyse d’autorégression vectorielle de panel est réalisée pour s’assurer que les résultats ne sont pas influencés par le choix de la méthode des projections locales. Une telle analyse tient explicitement compte de la réaction endogène des variables macroéconomiques clés lors de l’estimation des retombées d’un choc budgétaire. Le modèle autorégressif vectoriel de panel à six variables ci-après est estimé :

ci est un vecteur d’effets fixes propres à chaque pays, Ap une matrice de coefficients de forme réduite, μi,t un vecteur de termes de chocs et Yi,t un vecteur de six variables endogènes :

Exception faite de Gshock et de Tshock, qui sont identiques aux chocs pondérés utilisés dans l’analyse de référence présentée à l’équation (4.1), chaque variable est exprimée en taux de croissance (découplés) d’un trimestre à l’autre et se rapporte à l’économie intérieure du pays touché i48. La période d’échantillonnage est la même que dans l’analyse des projections locales de référence.

L’analyse d’autorégression vectorielle de panel confirme les conclusions tirées du modèle de régression de référence estimé avec la méthode des projections locales. Les résultats, exprimés en termes de réponse impulsionnelle cumulative à la suite d’un choc de 1 % du PIB sur les dépenses publiques (recettes fiscales) du pays d’origine, sont présentés au graphique de l’annexe 4.3.1 (courbe en rouge). Les retombées d’une hausse des dépenses publiques dans le pays d’origine sont plus importantes que celles d’une réduction d’impôt. Les résultats sont statistiquement différents de zéro au niveau de 5 % d’après des simulations effectuées à l’aide de méthodes de rééchantillonnage standard (Monte Carlo).

Graphique de l’annexe 4.3.1.Effets du choc de dépenses et de recettes sur la production des pays touchés : comparaison avec l’autorégression vectorielle de panel

(En pourcentage; trimestres sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est le trimestre des chocs respectifs. Les courbes pleines en bleu indiquent la réaction de référence aux chocs respectifs en utilisant la méthode des projections locales, celles en pointillé des intervalles de confiance à 90 % et celles pleines en rouge la réaction aux chocs respectifs en utilisant des autorégressions vectorielles de panel. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

Identification à l’aide des erreurs de prévision

Le deuxième test de robustesse porte sur l’identification des chocs budgétaires. La méthodologie alternative identifie les chocs comme des erreurs de prévision (la différence entre la variable réelle et sa prévision de la période précédente) dans les taux de croissance des dépenses publiques ou des recettes fiscales, de sorte que seules les modifications budgétaires imprévues sont saisies. Cette solution diffère des chocs structurels utilisés dans l’analyse de référence, qui sont fondés sur les fluctuations réelles des variables budgétaires et que les agents peuvent anticiper si elles ont été annoncées à l’avance. La présence de tels chocs anticipés pourrait fausser les estimations, l’économètre et les acteurs ne disposant pas des mêmes informations. Comme les erreurs de prévision tiennent compte des modifications non prévues, cette approche permet d’atténuer le problème de l’anticipation budgétaire, les informations de l’économètre et celles des acteurs privés étant mieux harmonisées.

L’approche utilise des projections budgétaires de l’Organisation de coopération et de développement économiques et des données effectives, en temps réel, pour exprimer les chocs d’erreur de prévision à une fréquence annuelle sur l’échantillon de 2000 à 201249. L’erreur de prévision pour chaque variable X = {G, T, Y} est représentée comme suit :

Xt est le taux de croissance de la variable à la date de publication des données et Xt|t1f la prévision faite une période avant. Une erreur de prévision positive indique un choc de dépenses expansionniste et un choc fiscal récessif. Dans la logique d’Auerbach et Gorodnichenko (2013), les erreurs de prévision des dépenses et des recettes sont régressées sur les erreurs de prévision de la production afin de prendre en compte toute modification induite par des surprises conjoncturelles. Elles sont également régressées sur les taux de croissance décalés des variables macroéconomiques (PIB, déflateur, investissement, dépenses publiques ou recettes fiscales) pour représenter la part de l’innovation qui peut être prédite à partir des observations passées. Les chocs d’erreur de prévision pour chaque pays d’origine sont ensuite exprimés sous la forme de résidus de cette régression, convertis à des niveaux utilisant les dépenses ou les recettes de l’année de référence (2010) et remplacés dans les équations (4.1) et (4.2).

L’analyse des retombées au moyen de chocs d’erreur de prévision confirme les résultats de référence, c’est-à-dire que les retombées des chocs sur les dépenses sont plus importantes que celles des chocs fiscaux (graphique de l’annexe 4.3.2) et offre un test de robustesse puissant. Ces chocs sont calculés à l’aide d’une méthodologie entièrement différente et d’une autre base de données et ne sont pas estimés à la même fréquence que les chocs utilisés dans la spécification de référence. L’ampleur des retombées est un peu plus importante que dans la référence, ce qui tient peut-être en partie à ce que la réaction des dépenses et des recettes du pays d’origine aux chocs d’erreur de prévision est plus forte que celle aux chocs structurels (encore que les estimations de ces réponses impulsives soient imprécises en raison de l’étroitesse de l’échantillon).

Graphique de l’annexe 4.3.2.Effets du choc de dépenses et de recettes sur la production des pays touchés : erreurs de prévision

(En pourcentage; années sur l’axe des abscisses)

Source : calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est l’année des chocs respectifs. Les courbes pleines indiquent la réaction aux chocs respectifs et celles en pointillé des intervalles de confiance à 90 %. Les effets sont estimés sur la base de chocs imputables à des erreurs de prévision. Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine.

Identification à l’aide de l’approche narrative

Pour confirmer une nouvelle fois que le dispositif d’identification des chocs n’influence pas les résultats de référence, un test de robustesse est effectué à l’aide des chocs fiscaux narratifs de Romer et Romer (2010). Plusieurs études publiées présentent des chocs budgétaires narratifs (par exemple, DeVries et al., 2011), mais la série de données de Romer et Romer (2010) est celle qui convient le mieux pour une comparaison avec l’analyse de référence du chapitre, étant donné qu’elle couvre à la fois les phases d’expansion et d’assainissement50. Le choc est simplement remplacé dans les équations (4.1) et (4.2), l’analyse ne portant que sur les États-Unis au cours de la période comprise entre le premier trimestre de 1995 et le quatrième trimestre de 2007 (dernier trimestre pour lequel le choc narratif est disponible). Un ensemble comparable de résultats de la référence modifiée en raison de l’échantillon temporel est obtenu en estimant les retombées en provenance des États-Unis sur le même échantillon.

Les résultats présentés au graphique de l’annexe 4.3.3 montrent que les chocs fiscaux des États-Unis ont eu des retombées analogues, qu’ils soient identifiés au moyen d’une autorégression vectorielle structurelle ou selon l’approche narrative. Bien qu’elles soient un peu plus faibles que celles de la référence modifiée en raison de l’échantillon temporel, les retombées décelées à l’aide de l’approche narrative s’inscrivent nettement dans les intervalles de confiance des estimations de référence. Étant donné que les chocs narratifs sont basés sur un dispositif d’identification complètement différent, ces résultats fournissent un autre test de robustesse solide.

Graphique de l’annexe 4.3.3.Effets du choc fiscal aux États-Unis sur la production des pays touchés : comparaison avec la méthode narrative, 1995–2007

(En pourcentage; trimestres sur l’axe des abscisses)

Sources : Romer et Romer (2010); calculs des services du FMI.

Note : t = 0 est le trimestre du choc fiscal aux États-Unis. Les courbes pleines en bleu indiquent la réaction à ce choc en utilisant une autorégression vectorielle structurelle, celles en pointillé des intervalles de confiance à 90 % et celles pleines en rouge la réaction au choc fiscal aux États-Unis sur la base de Romer et Romer (2010). Les chocs sont normalisés à 1 % du PIB en moyenne dans tous les pays d’origine (il convient de préciser que cela représente un choc de moins de 1 % du PIB des États-Unis).

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Le présent chapitre a été rédigé par Patrick Blagrave, Giang Ho, Ksenia Koloskova et Esteban Vesperoni (auteur principal), avec le concours de Sung Eun Jung et des contributions de Jared Bebee, Ben Hunt, Adina Popescu et Ippei Shibata.

Dans ce chapitre, les pays d’où proviennent les chocs budgétaires sont appelés pays d’«origine» ou «qui créent le choc» et ceux qu’atteignent ces chocs pays «touchés» ou «qui reçoivent le choc».

Voir, par exemple, Cole et Ohanian (2004); Kirchner, Cimadomo et Hauptmeier (2010); Corsetti, Meier et Müller (2012); Gorodnichenko, Mendoza et Tesar (2012); Born, Juessen et Müller (2013); Ilzetzki, Mendoza et Vegh (2013). Un multiplicateur de un laisse supposer qu’une variation du solde budgétaire se traduit (dollar pour dollar) par une variation analogue du PIB.

Voir, par exemple, Erceg et Lindé (2010); Christiano, Eichenbaum et Rebelo (2011); Eggertsson (2011); Woodford (2011); Auerbach et Gorodnichenko (2012a, 2012b); Owyang, Ramey et Zubairy (2013); Nakamura et Steinsson (2014); Riera-Crichton, Vegh et Vuletin (2015); Blanchard, Erceg et Lindé (2016); Canzoneri et al. (2016). Toutefois, Ramey et Zubairy (à paraître) n’ont trouvé, à partir de données historiques des États-Unis, que peu de preuves de la dépendance du multiplicateur de dépenses publiques à l’égard du stade de la conjoncture.

La méthode narrative, mise au point par Romer et Romer (2010), fait appel à des documents narratifs, comme les dossiers et les discours sur les lois de finances, pour déterminer l’ampleur, le calendrier et la principale raison d’être des mesures budgétaires. Les auteurs établissent en outre une distinction entre les modifications de la politique budgétaire répondant à la situation économique prospective et les mesures discrétionnaires (par exemple, celles qui visent à réduire la dette publique), ce qui permet de procéder à une analyse causale de l’incidence de la politique budgétaire sur la production. Voir aussi Ramey (2011); Cloyne (2013); Mertens et Ravn (2013); Guajardo, Leigh et Pescatori (2014).

Il convient de souligner que d’autres cadres peuvent fournir des prévisions de taux de change différentes (voir Obstfeld et Rogoff, 1995).

Cette observation s’applique aux chocs aussi bien récessifs qu’expansionnistes. Le faible niveau des taux d’intérêt empêche la banque centrale de faire face à un choc récessif en les réduisant encore, tandis qu’un choc expansionniste peut être entièrement compensé si cet établissement vise la politique monétaire la plus accommodante possible; dans les deux cas, les retombées sont amplifiées.

Bien que les retombées de la politique budgétaire chinoise soient potentiellement importantes, des contraintes de données empêchent d’inclure la Chine en tant que pays d’origine dans l’analyse empirique. Ultérieurement dans le chapitre, des simulations modélisées permettent de mettre en lumière les répercussions potentielles de la politique budgétaire de ce pays.

Malgré les difficultés qu’il soulève, le recours à des données budgétaires trimestrielles est indispensable si la méthode d’identification de Blanchard et Perotti (2002) est utilisée. Ces données (en termes réels et corrigées des variations saisonnières) servent à identifier uniquement des chocs dans de grands pays avancés dotés de statistiques de haute qualité. Il est par ailleurs rassurant de constater que d’autres méthodes d’identification qui ne reposent pas sur des données budgétaires trimestrielles donnent des résultats analogues pour les retombées.

Voir Blagrave et al. (à paraître) pour davantage d’exemples.

L’utilisation des relations commerciales pour pondérer le choc est déterminante pour obtenir les chocs budgétaires extérieurs propres à chaque pays, mais elle n’exclut pas les retombées empruntant d’autres circuits, les estimations saisissant la réaction globale du PIB des pays touchés, quel que soit le circuit de transmission. Il est important de regrouper les chocs de plusieurs pays d’origine pour tirer parti de leur diversité, étant donné que la structure des échanges diffère. En particulier, si certains pays d’origine, comme les États-Unis, peuvent avoir un impact mondial, d’autres ont un impact plus régional (par exemple, les partenaires commerciaux de l’Allemagne et de la France sont davantage concentrés en Europe).

Pour plus de précisions sur les données et la méthodologie empirique, voir les annexes 4.1 et 4.2, respectivement, ainsi que Blagrave et al. (à paraître).

Ces effets sont censés être symétriques pendant les phases d’expansion et d’assainissement budgétaire; l’analyse de panel ne permet pas de distinguer une asymétrie potentielle à partir des différentes mesures prises par les autorités.

Dans le présent chapitre, les chocs budgétaires donnent, en moyenne, des multiplicateurs de dépenses intérieures et de recettes légèrement supérieurs et inférieurs à un, respectivement, dans les pays d’origine.

Beetsma et al. (2006) constatent qu’un choc de 1 % du PIB allemand (français) sur les dépenses publiques se traduit par une réaction du PIB européen de l’ordre de 0,14 % (0,08 %) après deux ans. Dans le cas d’un choc fiscal, les retombées sont d’environ –0,05 (–0,03) %. Par rapport aux études où les chocs sont exprimés en unités de PIB des pays touchés (Auerbach et Gorodnichenko, 2013; Goujard, 2017), les estimations sont aussi largement analogues. Blagrave et al. (à paraître) donnent une comparaison détaillée avec les travaux publiés dans ce domaine.

Il est possible de trouver ces tests de robustesse dans Blagrave et al. (à paraître).

Les erreurs de prévision correspondent à l’écart entre les valeurs réelles et celles anticipées de la variable budgétaire pertinente (dépenses ou recettes). Les chocs fondés sur les erreurs de prévision sont identifiés comme les résidus d’une régression des erreurs de prévision basées sur les recettes ou les dépenses sur les erreurs de prévision du PIB et des variables macroéconomiques décalées.

Des distributions distinctes sont appliquées aux pays avancés et aux pays émergents.

Ces résultats, lorsque les pays (d’origine et touchés) connaissent un sous-emploi des capacités et sont bridés par la valeur plancher effective, couvrent aussi les chocs de recettes et de dépenses désagrégés (pour plus de précisions, voir Blagrave et al., à paraître).

Dans l’échantillon post-2000 utilisé dans le cadre du présent exercice empirique, environ 26 % des observations trimestres–pays cadrent avec la définition de la «valeur plancher effective», les trois quarts coïncidant avec le sous-emploi des capacités. De même, environ 55 % des observations tombent sous la définition du «sous-emploi des capacités» et 35 % coïncident avec la valeur plancher effective. Par exemple, de nombreux pays avancés ont fait face à un grave sous-emploi des capacités et à des taux d’intérêt très bas au lendemain de la crise financière mondiale. Au Japon en particulier, le sous-emploi des capacités et la valeur plancher effective concernent 84 % des observations au cours de la période couverte par l’échantillon.

En 2015, par exemple, la classification de Reinhart–Rogoff compte plus de pays touchés dans la catégorie des taux de change «fixes» que celle du FMI. Le nombre de pays à taux fixe varie dans le temps et est, en général, plus élevé pendant les premières années de l’échantillon.

Pour d’autres précisions sur le modèle G-20, voir Andrle et al. (2015).

L’impact intérieur et les retombées des chocs budgétaires peuvent différer selon que ces chocs sont permanents ou non, en partie du fait de leur incidence sur les taux d’intérêt. Par exemple, l’assainissement permanent des finances publiques dans les grands pays peut faire baisser les taux d’intérêt mondiaux, ce qui a un effet d’attraction sur l’investissement et stimule le PIB à long terme. Certains scénarios de réforme budgétaire permanente sont examinés dans la section suivante.

Pour des raisons de simplicité, l’analyse porte sur l’Allemagne, les États-Unis et la France; il s’agit de tirer des enseignements d’ordre général sur l’hétérogénéité des retombées des différents instruments budgétaires. Les résultats s’appliquent également aux chocs budgétaires des autres pays.

À l’inverse, lorsque les taxes à la consommation augmentent temporairement, les ménages peuvent éviter une partie de cette charge en différant leur consommation.

Dans le modèle G-20, les autorités monétaires des pays dont le régime de change est souple réagissent à une hausse de l’inflation anticipée en relevant les taux d’intérêt nominaux afin de réduire la demande et de ramener l’inflation vers la cible.

Les retombées sont encore plus importantes dans le scénario d’accommodement intégral; elles devraient être considérées comme une limite supérieure, car un tel scénario nécessite une coordination exceptionnelle de la politique monétaire dans tous les pays.

La répartition régionale des retombées prévues par les simulations modélisées ressemble beaucoup à celles que semble indiquer l’analyse empirique présentée précédemment. Pour plus de précisions, voir Blagrave et al. (à paraître).

De nombreuses études évaluant les chocs budgétaires dans des modèles autorégressifs vectoriels structurels révèlent que toute hausse des dépenses publiques déclenche une dépréciation du taux de change (voir, par exemple, Corsetti et Müller, 2006; Kim et Roubini, 2008; Monacelli et Perotti, 2010; Enders, Müller et Scholl, 2011; Ravn, Schmitt-Grohé et Uribe, 2012). Ce résultat empirique contredit les prédictions du cadre de Mundell–Fleming–Dornbusch, bien qu’il soit cohérent avec certains nouveaux modèles macroéconomiques d’économie ouverte (Obstfeld et Rogoff, 1995).

Dans ce scénario, si elle augmente aux États-Unis, la prime d’échéance est censée augmenter aussi dans les autres pays, conformément aux corrélations historiques entre ces variables dans les différents pays.

Ces trois pays sont retenus dans ce scénario parce que leur taux d’imposition des bénéfices des sociétés dépasse actuellement la moyenne de l’OCDE, ce qui leur permet éventuellement de procéder à une baisse substantielle. Les réformes sont neutres sur le plan budgétaire, sous réserve de la trajectoire de référence de la production.

Dans le cas des États-Unis, qui ne perçoivent pas de taxe fédérale à la consommation, cela suppose l’adoption d’une telle taxe.

En l’absence de relèvement compensatoire des taxes à la consommation, la réduction de l’impôt sur les bénéfices des sociétés se traduit par une perte nette de recettes fiscales, même une fois pris en compte l’élargissement de l’assiette fiscale dû à l’augmentation de l’investissement.

Il s’agit d’une hypothèse simplificatrice. Les déplacements d’investissements risquent de pénaliser davantage les pays qui bénéficient actuellement d’un écart important en matière d’impôt sur les bénéfices des sociétés par rapport aux pays d’origine ou ceux dont beaucoup de sociétés multinationales sont basées dans les pays réformant cet impôt.

L’incidence présumée des déplacements d’investissements est calculée en appliquant une semi-élasticité estimée (–3,2) de l’assiette de l’impôt sur les sociétés aux variations des taux d’imposition (De Mooij et Ederveen, 2008) aux données sur les entrées et sorties d’investissements directs étrangers de l’Allemagne, des États-Unis et de la France (approximation de la fraction étrangère de l’assiette de l’impôt sur les sociétés soumise à relocalisation). En cas de baisse importante du taux d’imposition des bénéfices des sociétés, les apports d’investissement direct étranger augmentent à mesure que les multinationales étrangères choisissent de délocaliser une plus grande partie de leur production dans les pays réformateurs, et les sorties diminuent à mesure que les multinationales nationales choisissent de développer leur capacité de production intérieure. Il est important de souligner que les semi-élasticités varient considérablement selon les travaux publiés et que l’incidence estimée des déplacements d’investissements découlant de la réforme de l’impôt sur les bénéfices des sociétés est sensible à ces hypothèses.

L’incidence présumée des déplacements de bénéfices est calculée en appliquant une semi-élasticité estimée des bénéfices par rapport au taux d’imposition (une valeur de 2, extraite de De Mooij et Ederveen, 2008) aux estimations de la part des entreprises multinationales dans chaque pays, qui est censée être d’environ 0,6 en Allemagne et en France et de 0,3 aux États-Unis, et à la réduction du taux d’imposition des bénéfices des sociétés envisagée (15 points de pourcentage). En ce qui concerne les élasticités, les réserves mentionnées pour les déplacements d’investissements s’appliquent.

Dans ce scénario, l’impact sur la dette publique n’est que temporaire, tous les ratios dette/PIB revenant au niveau de référence à long terme. La rapidité de l’ajustement dépend des hypothèses sur la vigueur de la règle budgétaire du modèle (d’autres hypothèses conduiraient à des dynamiques d’ajustement différentes).

Ce résultat cadre dans l’ensemble avec les résultats indiqués dans Bussière et al. (2017), qui constatent que la plupart des réformes des finances publiques neutres sur le plan budgétaire n’ont pas d’importantes retombées commerciales transfrontalières, sauf dans le cas de réformes coordonnées en période de politique monétaire accommodante.

En cas de choc de productivité permanent dans les pays d’origine, l’offre augmente plus que la demande, ce qui sous-entend que le prix relatif des biens dans les pays d’origine doit tomber en deçà de l’équilibre.

Allemagne, États-Unis, France, Japon et Royaume-Uni.

Le nombre de pays dont le régime est classé «fixe» peut généralement varier dans le temps, à l’instar de la classification du régime de change.

Les données pour la classification des régimes antérieure à 2008 proviennent du site Internet de Carmen Reinhart, http://www.carmenreinhart.com.

Voir Blagrave et al., à paraître, pour un examen d’autres systèmes de pondération possibles.

Les chocs budgétaires estimés ne sont pas corrélés d’un pays à l’autre.

D’autres systèmes de pondération possibles du choc du pays d’origine produiraient les mêmes résultats en termes de PIB de ce pays. Ils nécessiteraient en outre de recalculer le coefficient de contagion estimé dans la référence (α), ce qui entraînerait un ajustement égal et compensatoire de ce coefficient, étant donné que toute transformation appliquée au choc du pays d’origine serait constante dans tous les pays touchés.

Les résultats de l’autorégression vectorielle de panel sont robustes face à plusieurs autres spécifications possibles, y compris un non-découplement des données.

Après 2012, les données prévisionnelles ne sont pas continues.

Les bases de données sur les chocs narratifs des dépenses publiques sont beaucoup moins courantes dans les ouvrages publiés, ce qui empêche de procéder à un test de robustesse des retombées des chocs de dépenses fondés sur les chocs narratifs.

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