• Contenu principal
  • Menu
OpenEdition Books
  • Accueil
  • Catalogue de 15982 livres
  • Éditeurs
  • Auteurs
  • Facebook
  • X
  • Partager
    • Facebook

    • X

    • Accueil
    • Catalogue de 15982 livres
    • Éditeurs
    • Auteurs
  • Ressources numériques en sciences humaines et sociales

    • OpenEdition
  • Nos plateformes

    • OpenEdition Books
    • OpenEdition Journals
    • Hypothèses
    • Calenda
  • Bibliothèques

    • OpenEdition Freemium
  • Suivez-nous

  • Lettre d’information
OpenEdition Search

Redirection vers OpenEdition Search.

À quel endroit ?
  • Presses universitaires de Rennes
  • ›
  • Res publica
  • ›
  • Le choix rationnel en science politique
  • ›
  • Deuxième partie. Le choix rationnel « fo...
  • ›
  • 8. Expliquer la baisse des dépenses publ...
  • Presses universitaires de Rennes
  • Presses universitaires de Rennes
    Presses universitaires de Rennes
    Informations sur la couverture
    Table des matières
    Liens vers le livre
    Informations sur la couverture
    Table des matières
    Formats de lecture

    Plan

    Plan détaillé Texte intégral Expliquer la baisse des dépenses publiques. L’apport de l’économie politique Les approches centrées sur les préférences partisanes Définition des variables et des données Test des hypothèses : spécification et estimation des modèles binaires Résumé et conclusions Notes de bas de page Auteur

    Le choix rationnel en science politique

    Ce livre est recensé par

    Précédent Suivant
    Table des matières

    8. Expliquer la baisse des dépenses publiques dans l’Union Européenne. Prise de décision rationnelle et contraintes institutionnelles

    Oliver Pamp

    Traduit par Mathias Delori

    p. 179-201

    Texte intégral Expliquer la baisse des dépenses publiques. L’apport de l’économie politique Les approches centrées sur les préférences partisanes Les approches par les « points de veto » Interaction entre les facteurs « partisans » et institutionnels Définition des variables et des données Définition et composantes de la baisse des dépenses publiques Données et variables Test des hypothèses : spécification et estimation des modèles binaires Résumé et conclusions Notes de bas de page Auteur

    Texte intégral

    1Depuis la détérioration économique de 2001, les principaux débats sur les politiques publiques en Europe tournent autour de la question des déficits publics et de la marche à suivre pour les limiter. Divers pays membres de l’Union Européenne1 se sont en effet retrouvés ces dernières années en infraction avec les dispositions du Pacte de Croissance et de Stabilité. Ces violations n’ont pas seulement engendré des discussions domestiques sur les avantages et les inconvénients du pacte. Elles ont aussi conduit en 2005 à des révisions qui ont élargi la liste des circonstances atténuantes. Rappelons que le Pacte de Croissance et de Stabilité clarifie et consacre les critères de convergence institués par le traité de Maastricht (TUE) de 1992. Il stipule que les déficits publics de chaque pays participant à l’Union Économique et Monétaire (UEM) ne doivent pas dépasser 3 % par an. Des entorses répétées à ce principe peuvent avoir pour conséquences des amendes lourdes allant jusqu’à 0,5 % du PIB du pays concerné.

    2Alors que le débat public sur le Pacte de Croissance et de Stabilité se focalise généralement sur les pays qui ont dépassé le plafond prévu pour les déficits, on ne souligne peut-être pas assez qu’un grand nombre d’États membres de l’UE ont réussi, au cours des années 1990, à réduire ces déficits. À titre d’exemple, la Finlande et la Grande Bretagne pâtissaient toutes deux d’un déficit supérieur à 7 % du PIB en 1993. Ces deux pays ont pourtant réussi à le transformer en excédent à partir de 1998. D’autres pays se sont contentés de réduire de manière plus modérée l’écart entre les dépenses et les recettes publiques. On observe, au final, que les déficits moyens dans l’UE ont baissé de plus de 6 % du PIB en 1993 pour arriver à presque 0 % en 2001. On observe ensuite et surtout de grandes différences dans les performances des uns et des autres. Or les critères de convergence de Maastricht et le Pacte de Croissance et de Stabilité ne peuvent expliquer à eux seuls ces différents développements. Ils jouent plutôt le rôle d’une contrainte externe qui pèse sur les politiques des pays membres en matière de dépenses publiques. Alors que l’Europe traversait dans les années 1990 une période de faible croissance économique qui conduisait à l’émergence de nouveaux déficits, le TUE et le Pacte de Croissance et de Stabilité ont incité tous les gouvernements (au moins théoriquement) à s’engager dans une politique de baisse des déficits publics.

    3Les politiques de restriction des dépenses des pays membres de l’Union européenne à la veille de l’introduction de l’Euro constituent par conséquent un objet d’étude privilégié. Elles permettent tout d’abord d’évaluer l’utilité des modèles standard de choix rationnel à la base des analyses modernes d’économie politique. Ce point n’est pas trivial. Beaucoup d’incompréhensions entourent en effet encore les modèles de choix rationnel2. Il convient de rappeler ici que cette approche se contente, en s’appuyant sur la théorie des jeux, d’énoncer des hypothèses sur les décisions des acteurs afin de modéliser leurs interactions stratégiques. Elle ne se prononce pas sur les buts que les acteurs devraient poursuivre et ne comporte pas non plus de jugement normatif. Dans ce contexte, une fonction d’utilité n’est pas autre chose qu’un outil mathématique permettant d’ordonner les préférences des acteurs. Contrairement à une idée trop répandue, ces préférences ne sont pas nécessairement matérialistes (au sens strict) ; une fonction d’utilité peut englober toutes sortes de finalités altruistes ou sociales. Dès lors, assigner une certaine idéologie ou un point de vue politique au choix rationnel est aussi absurde que de dire que la théorie de la relativité est plus néo-libérale que la mécanique quantique.

    4L’étude des politiques fiscales des pays membres de l’UE à la veille de l’introduction de l’Euro est ensuite intéressante pour examiner quels facteurs politiques et institutionnels déterminent la capacité d’un État à réduire ses déficits publics. En effet, la plupart des travaux sur la question suggèrent que les variables économiques comme la croissance économique réelle ou le taux de chômage ne suffisent pas à expliquer à eux-seuls les écarts dans les résultats des uns et des autres en termes de réduction des déficits3. Ce papier cherche donc à mettre en lumière quels facteurs politiques et institutionnels pourraient expliquer les différences observées. On précisera que la focale ne porte ici que sur les causes de la réduction des déficits4. Alors qu’il existe une littérature importante sur l’ampleur du phénomène ainsi que sur la question de la dette5, les facteurs qui influencent la décision d’engager une politique de restriction des dépenses ont moins été étudiés.

    5Afin d’analyser les décisions d’ajustement budgétaire, ce chapitre introduit quelques éléments des modèles standards d’économie politique inspirés du choix rationnel avant de les tester empiriquement. On utilisera pour ce faire des données de séries chronologiques transversales (DSCT) de 14 pays membres de l’UE6 pour la période 1990-2001. Les modèles en question prennent en considération deux variables principales : les préférences des acteurs (décideurs et électeurs) en termes de politiques publiques d’une part (les « préférences partisanes ») et les contraintes institutionnelles auxquelles les hommes politiques sont confrontés d’autre part (les « points de veto »). Contre l’argument tant proclamé d’une convergence politique induite par l’Européanisation et la globalisation, l’enquête révèle que les forces politiques domestiques et les structures institutionnelles continuent d’influencer de manière décisive les politiques budgétaires des États. Plus important encore, les choix des différents groupes politiques semblent être fortement conditionnés par la fragmentation du processus de décision (c’est-à-dire le nombre de « points de veto » (« veto players »).

    6Le chapitre est organisé de la manière suivante : la deuxième section introduit divers modèles centrés sur les préférences partisanes et les « points de veto ». Nous nous demandons plus précisément si ces modèles permettent d’éclairer le phénomène de réduction des déficits publics et plus précisément les écarts observés entre les pays. La troisième section présente les variables et les concepts pertinents pour l’analyse. La section 4 s’applique à tester empiriquement les hypothèses. La section 5 récapitule la démarche d’analyse, résume ses résultats et tire quelques conclusions.

    Expliquer la baisse des dépenses publiques. L’apport de l’économie politique

    7L’économie politique moderne analyse l’impact du champ politique sur l’économie et vice-versa. Dans la mesure où elle utilise les outils et les méthodes de l’analyse économique moderne, elle est fortement imbriquée au paradigme du choix rationnel. Alan Drazen a exprimé cette idée dans un manuel :

    « L’économie politique cherche à savoir comment les contraintes politiques expliquent les choix de politique publique et par conséquent les résultats économiques non-optimaux. Cette focale la conduit à envisager les résultats que de telles politiques publiques (optimales) permettraient d’atteindre7. »

    8Un grand nombre de modèles ont émergé ces dernières années, et ce bien au-delà du domaine qui nous intéresse ici : les politiques en matière de dépenses publiques. Ces modèles sont à bien des égards différents les uns des autres. Ils partagent cependant un certain nombre de prémisses, en particulier une inférence explicite des préférences des acteurs et la spécification de l’environnement institutionnel dans lequel les décisions sont prises (en d’autres termes les règles du jeu). Cette section passe en revue divers modèles qui cherchent à la fois à expliquer la baisse des dépenses publiques dans les pays de l’Union européenne et à formuler des prédictions qu’on peut ensuite tester empiriquement. Il importe cependant de noter ici que l’analyse à venir sur les restrictions des dépenses publiques dans l’UE se veut « positive ». Elle ne se prononce pas sur des questions normatives ou d’efficience comme celle de savoir si la baisse des déficits publics était toujours la « bonne » chose à faire économiquement ou si les critères du traité de Maastricht constituaient la meilleure ou la moins mauvaise des solutions institutionnelles.

    9On signalera enfin que la plupart des modèles inspirés du choix rationnel ont largement recours à la formalisation car celle-ci facilite grandement la construction de modèles. Elle permet d’expliciter les hypothèses de départ, d’inférer de celles-ci des implications logiques et de formuler des prédictions claires qui peuvent ensuite être testées quantitativement. Les tests empiriques offrent ensuite la possibilité d’affiner les paramètres du modèle8. Les pages qui suivent donnent un avant-goût des apports de la formalisation en sciences sociales. Rassurons toutefois dès à présent les lecteurs peu familiers avec ce langage : nous n’abuserons pas des formules mathématiques. La section suivante vise à exposer ces hypothèses, qu’il s’agisse de celles relatives au poids des logiques partisanes, des points de veto ou des relations entre ces deux facteurs.

    Les approches centrées sur les préférences partisanes

    10Peut-on élaborer des hypothèses relatives au poids des préférences partisanes sur les politiques budgétaires des gouvernements ? Nous envisageons dans cette section quelques hypothèses qu’on peut inférer des modèles existants. Nous les testerons empiriquement dans la suite de l’étude.

    11La théorie des préférences partisanes fut d’abord formulée par Hibbs9 avant d’être développée dans un sens plus rationaliste par d’autres auteurs10. Cette théorie postule que les décideurs politiques se préoccupent de l’orientation des politiques publiques mises en œuvre11. Le modèle part de l’observation que les différents groupes socio-économiques sont affectés différemment par la croissance, le chômage et l’inflation. En apportant des preuves tirées de la vie politique américaine, Hibbs montre que l’inflation bénéficie objectivement aux groupes à faibles revenus et qu’elle tend à homogénéiser la distribution des revenus12. À l’inverse, le chômage déplacerait les revenus des deux quintiles les plus pauvres vers les deux les plus riches. Hibbs a également fourni des éléments empiriques, tirés de sondages, qui indiquent que les groupes socio-économiques expriment effectivement des préférences en matière d’inflation et de chômage qui correspondent avec leur situation économique objective13. Ainsi, les personnes à faible ou moyen revenu préfèrent un chômage bas engendré par une croissance forte et acceptent son corrélat : une inflation relativement importante. À l’inverse, les propriétaires de biens et les personnes avec des revenus supérieurs à la moyenne préfèrent une inflation basse même si celle-ci implique un chômage plus fort. Le bon sens laisse par ailleurs entendre que les personnes à bas ou moyens revenus sont généralement représentées par les partis de gauche tandis que les classes supérieures sont plutôt représentées par les partis de droite. En analysant de manière transnationale des données venant de 12 pays occidentaux ainsi que des données longitudinales pour les États-Unis et le Royaume-Uni, Hibbs arrive donc à la conclusion que « les politiques macro-économiques menées par des gouvernements de gauche et de droite correspondent très largement aux intérêts économiques objectifs et aux préférences subjectives de l’électorat de classe14 ».

    12Dans le modèle centré sur les préférences partisanes, l’économie peut être résumée par une courbe de Philips fonctionnelle (quoique démodée) liant l’inflation au taux de chômage ainsi que par l’équation suivante :

    Image

    13yt représente alors le taux de croissance réalisé, Image le taux de croissance économique naturel et πt - πte la différence entre le taux d’inflation réalisé et attendu. Les attentes sont supposées adaptatives de telle sorte que πte = πt-1. L’équation suppose donc simplement que la croissance économique est déterminée par une croissance naturelle potentielle à laquelle on ajoute la différence entre l’inflation réelle et l’inflation attendue. Si l’inflation réelle est supérieure au taux attendu par le public, cette inflation surprise augmentera la croissance au-delà de son niveau naturel. Si, à l’inverse, l’inflation est moins forte que ce qu’on attendait, la croissance s’en trouvera affectée négativement.

    14Le modèle macro-économique suit par conséquent une logique simple : si un parti de gauche gagne les élections, il cherchera, conformément aux préférences de son électorat, à faire baisser le taux de chômage ; cette politique aura pour conséquence une augmentation de la croissance et une inflation plus importante. Si un parti de droite gagne les élections suivantes, il agira, en accord avec les préférences de son électorat, dans le sens d’une baisse de l’inflation. La conséquence sera une récession au cours de laquelle le chômage augmente et l’inflation baisse15.

    15Alors que la formulation originale de Hibbs supposait des préférences adaptatives, des révisions récentes de la théorie incorporant l’hypothèse d’attentes rationnelles ont été proposées par Alesina et ses collaborateurs16. Dans leur approche, le vote est prospectif et basé sur un ensemble donné d’informations : πte = E (πt | It-1), où E représente simplement les attentes. Dans un tel modèle centré sur la rationalité prédictive des acteurs, le public utilise toute l’information I disponible au temps t - 1 pour prédire l’inflation au temps t. Dès lors, les électeurs n’anticipent pas seulement les politiques publiques respectives que les deux partis poursuivraient une fois élus. Ils connaissent également la probabilité que le parti de gauche ou de droite gagne les élections. Les électeurs étant rationnels et anticipateurs, l’inflation attendue par l’électorat pour l’après élection est donnée par l’équation suivante :

    16πte = p.πL* + (1-p).πR*

    17où p est la probabilité que L (la gauche, « left ») gagne les élections et (1 - p) celle que R (la droite, « right ») les remporte tandis que πL* et πR* représentent les politiques des deux partis en termes d’inflation. Cela signifie que les électeurs évaluent l’inflation à venir (au lendemain des élections) en considérant la moyenne des effets des politiques des deux partis dans ce domaine, moyenne qu’ils pondèrent en fonction de la probabilité de chaque parti de gagner les élections. Si le parti L gagne, l’inflation réelle sera plus forte que l’inflation attendue. Par conséquent, les taux de croissance et de chômage seront temporairement plus bas. Simultanément, les attentes rationnelles des acteurs les inciteront à ajuster les salaires et les contrats de crédit de la période suivante sur le nouveau taux d’inflation. Celui-ci étant supérieur, la courbe de Philips se déplacera vers le haut, ramenant l’économie au taux de chômage d’équilibre sur le long-terme. Au final, l’inflation aura tout de même augmenté. Le processus inverse s’applique dans le cas d’une victoire électorale du parti de droite.

    18Dans un tel modèle de vote prospectif, les effets partisans sur la croissance et le chômage ne sont que de courte durée. Après l’ajustement des attentes, seul le niveau d’inflation distingue la gauche et la droite. Dès lors, la différence entre le modèle traditionnel de Hibbs et sa variante incluant les attentes rationnelles repose sur la persistance des effets partisans, la deuxième approche prédisant des expansions et récessions post-électorales beaucoup plus courtes. Les enquêtes empiriques n’ont par ailleurs pas encore déterminé quelle approche décrit le mieux la réalité. Alesina, Roubini et Cohen penchent pour le modèle rationnel17 alors que Franzese est plus sceptique, mettant en avant que dans la plupart des cas, le modèle traditionnel est tout aussi éclairant18.

    19En principe, un gouvernement peut utiliser la politique monétaire ou la politique budgétaire pour réaliser ses objectifs partisans en matière d’inflation et de chômage. De nombreuses études empiriques confirment que les gouvernements utilisent ces instruments d’action publique à cette fin. Boix a par exemple prouvé, à partir d’un échantillon de pays de l’OCDE couvrant la période 1960-1993, que les pays avec des taux de change fixes ont en moyenne des déficits publics supérieurs que les pays avec des monnaies flottantes19. On dispose par ailleurs de quelques arguments empiriques suggérant que les pays dirigés par la gauche subissent des déficits publics plus importants que ceux animés par des gouvernements de droite (toutes choses égales par ailleurs, c’est-à-dire à taux de changes fixes)20. On peut donc s’attendre à ce qu’une politique budgétaire partisane soit possible, même en régime de mobilité parfaite des capitaux, dans la mesure où les taux de change en en Europe sont fixes21.

    20De cette idée et de la discussion précédente sur les deux modèles partisans on peut conclure qu’une fois élus, des partis différents n’auront pas seulement des préférences différentes ; ils disposent aussi – au moins théoriquement – d’instruments de politique budgétaire pour parvenir à leurs fins. On peut donc s’attendre à voir les gouvernements de gauche poursuivre une politique budgétaire plus expansive amenant un déficit fiscal plus important ou une moindre réduction des déficits que leurs homologues de droite. La première hypothèse de travail est donc :

    H1 : Plus un gouvernement est dominé par les partis de gauche, moins il est probable de le voir s’engager dans une politique de baisse des déficits publics.

    21La raison à cela est que même avec une contrainte externe comme le Pacte de Croissance et de Stabilité, la préférence des gouvernements de gauche se reporte toujours vers l’augmentation de la croissance et de l’inflation. À l’inverse, les partis de droite aiment les taux d’inflation modestes et sont par conséquent toujours plus prompts à vouloir réduire le budget. On remarquera qu’on n’a pas besoin de faire une distinction ici entre le modèle partisan traditionnel et le modèle rationnel dans la mesure où nous ne nous intéressons ici qu’aux instruments de politique publique et non pas aux résultats économiques réels. Ainsi, le degré et la persistance des effets économiques de ces politiques budgétaires ne nous concernent pas.

    22Une approche partisane alternative souligne le rôle que la dette peut jouer, en termes de contrainte, sur les marges de manœuvre stratégiques d’un gouvernement futur22. La notion de base de cette approche est qu’un gouvernement de droite prévoyant et rationnel peut anticiper une défaite électorale. Dans la mesure où il n’aime pas les politiques publiques que son successeur de gauche pourrait vouloir mettre en œuvre, il peut choisir d’accumuler de la dette. De cette manière, il force le futur gouvernement à dépenser des ressources au service de la dette au détriment de ses objectifs préférés comme la relance de l’économie ou l’augmentation des dépenses sociales. Persson et Swensson soulignent que la logique de cet argument est parfaitement symétrique : « un « libéral » opiniâtre pourrait choisir d’emprunter moins s’il savait que cette politique pourrait être réalisée par un gouvernement conservateur23 ». De cette manière, un gouvernement de gauche pourrait être amené à réduire le coût du service de la dette ou même à accumuler des réserves pour laisser des surplus au gouvernement suivant afin de l’encourager à augmenter les dépenses gouvernementales24.

    23Par conséquent, ce modèle aboutit à une autre prédiction, plus contre-intuitive, d’après laquelle la droite tendrait davantage à laisser couler les déficits tandis que la gauche serait plus encline à les réduire. Il en résulte cette deuxième hypothèse :

    H2 : Plus un gouvernement est dominé par les partis de droite, moins il est probable de le voir s’engager dans une politique de baisse des déficits publics.

    Les approches par les « points de veto »

    24Maintenant que nous avons élucidé les effets possibles des préférences partisanes, nous pouvons nous interroger sur le rôle des institutions politiques. Le but fondamental des modèles centrés sur les « points de veto » (« veto player ») consiste à expliquer la stabilité et le changement dans les politiques publiques en utilisant les outils des modèles spatiaux du vote. La focale repose alors sur le processus de décision25.

    25La notion de « point de veto » désigne tous les acteurs qui ont constitutionnellement le pouvoir de bloquer le processus d’élaboration d’une politique publique, notamment lors de la phase législative. Les points de veto peuvent être individuels (comme le président d’un parti monolithique qui contrôle le Parlement) ou collectifs (à l’instar d’un parlement ou d’un gouvernement composés de plusieurs partis et devant déterminer leur position en utilisant telle ou telle procédure de décision). D’autres acteurs, comme les groupes d’intérêt par exemple, qui possèdent un pouvoir d’influence certain sur le processus politique mais n’ont pas de droit de veto formel ou constitutionnel sont exclus de l’analyse.

    26Le postulat central de cette approche est que la stabilité et le changement de politique publique dépendent de manière cruciale de la taille du « win set26 » et du « core27 ». Plus le « win set » est grand, plus il existe d’alternatives au statut quo et, par conséquent, plus le changement de politique publique est probable. D’un autre côté, plus le « core » est important, moins il existe de positions pouvant être modifiées, et moins le changement de politique publique est probable28.

    27En conséquence, la stabilité et le changement dans les politiques publiques sont fonction des dimensions du core et du « win set29 ». Ces dernières sont pour leur part affectées par la distance idéologique entre les points de veto, leur nombre et leur cohésion interne. Cependant, de ces trois variables, seul le nombre de points de veto peut être facilement rendu opératoire pour les études empiriques. Il n’existe par exemple pas encore de données disponibles permettant de mesurer la cohésion interne entre les partis. La distance idéologique est à peine mieux mesurée. On dispose de quelques études qui s’appliquent à sonder cette variable en créant des indices relatifs au « centre de gravité » des partis30. Quel que soit leur degré de sophistication, ces mesures reposent cependant sur des jugements d’experts qui essaient d’ordonner les partis sur une échelle gauche-droite. On peut douter de la capacité des experts à évaluer précisément les positions respectives des partis politiques. Cette question étant cruciale pour l’analyse, le nombre de points de veto apparaît comme la seule variable qu’on peut directement inférer des constitutions nationales et de l’étude des partis politiques.

    28Si l’on applique ce cadre conceptuel à la question de la baisse des dépenses publiques, on peut s’attendre à ce qu’en moyenne la probabilité d’une telle baisse décroisse quand le nombre de points de veto institutionnels augmente. Ainsi, la troisième hypothèse avance que :

    H3 : Plus le nombre de points de veto institutionnels est grand, moins il est probable qu’un pays s’engage dans une baisse politique de baisse des dépenses publiques ou de réduction des déficits.

    29Il importe de souligner que cette hypothèse n’implique pas que les pays avec un grand nombre de points de veto ont nécessairement des déficits et une dette importante. En théorie, un grand nombre de points de veto pourraient conduire à des déficits faibles si l’augmentation des dépenses était empêchée par l’étroitesse du « win set » induit par le grand nombre de points de veto. Mais on pourrait aussi arriver à une prédiction opposée : un gouvernement pourrait être forcé de concéder des faveurs aux autres points de veto pour parvenir à ses fins. Selon ce raisonnement, un grand nombre de points de veto devrait plutôt avoir pour conséquence d’importants déficits. Le seul argument défendu ici est que le nombre de points de veto a tendance à accroître la stabilité du statu quo, c’est-à-dire, la plupart du temps, la perpétuation des déficits publics.

    30Nous avons considéré jusqu’à présent le gouvernement comme un acteur monolithique. De nombreux gouvernements comprennent toutefois plusieurs partis. Or on peut faire l’hypothèse que les dynamiques intra-gouvernementales ont un impact sur la baisse des déficits publics. À la suite de deux articles fondateurs de Roubini et Sachs31, une importante littérature empirique a vu le jour au début des années 1990 au sujet de l’impact du « pluralisme gouvernemental » sur les déficits. Ces études n’ont toutefois pas abouti à des résultats univoques. Roubini et Sachs se sont appuyés sur une variable ordinale afin de distinguer les gouvernements unitaires, les gouvernements de coalition et les gouvernements minoritaires. Ils ont découvert une association entre le nombre de points de veto et les déficits32. Edin et Ohlsonn ont pour leur part soutenu que cette découverte peut être totalement attribuée au phénomène des « gouvernements minoritaires33 » qui auraient une inclination importante pour les déficits. D’autres études empiriques plus récentes suggèrent une absence de relation significative entre le nombre de partis gouvernementaux et les déficits publics34. Notons enfin que ces études ne considèrent généralement que le niveau de déficit et non pas le processus de baisse des dépenses publiques.

    31La réduction des déficits a été analysée explicitement par une littérature plus théorique qui a également émergé dans les années 199035. Ces auteurs se sont appuyés sur la théorie des jeux, et plus précisément sur le modèle de la « guerre d’usure36 » pour formaliser l’impact des négociations intra-gouvernementales – c’est-à-dire entre partenaires d’une même coalition – sur la question de la baisse des dépenses publiques. Le postulat central est que chaque parti de la coalition a intérêt à faire porter le fardeau de l’ajustement budgétaire sur l’électorat des autres partis, ce qui incite chaque membre de la coalition à bloquer les solutions en attendant que les autres prennent l’initiative. Ces modèles prévoient donc que les baisses de déficits sont improbables, même si tout le monde s’accorde sur le fait qu’elles sont nécessaires. Cette situation n’est résolue que si un ou plusieurs partenaires cèdent et acceptent de supporter des coûts disproportionnés.

    32Bien évidemment, le fait que les membres d’une coalition attendent avant de décider une politique de baisse des dépenses publiques n’est pas sans conséquences pour la suite. Cette attente induit une détérioration de la situation et par conséquent une augmentation des coûts de mise en œuvre d’une telle politique. Il existe par ailleurs des coûts associés au fait de poursuivre une politique favorable à sa propre clientèle. Chaque parti bloquera la solution jusqu’au moment où le bénéfice marginal procuré par l’attente sera dépassé par le coût marginal de détérioration économique associé à l’accumulation de la dette37.

    33Appliquant les modèles de guerre d’usure à des coalitions gouvernementales, Spoalore trouve par exemple que les acteurs prennent plus de temps à s’accorder sur le principe d’une réduction de déficits si le nombre de partenaires gouvernementaux est élevé38.

    34Rapporté au modèle d’Alesina39, ce phénomène renvoie à l’idée que l’existence d’un grand nombre de partenaires augmente la probabilité que plusieurs d’entre eux (deux au minimum) trouvent des bénéfices marginaux importants dans le statu quo. On se trouve alors dans une impasse. On ne sort de celle-ci que si tous les partis cèdent, le dernier gagnant la partie. À ce phénomène s’en ajoute un autre, complémentaire : plus on compte de partis, plus la coalition se trouve fractionnée et plus la distribution sociétale des coûts de la politique de baisse des dépenses se trouve importante. On peut donc formuler la dernière hypothèse en ces termes :

    H4 : Plus le nombre de partis membres d’un gouvernement est important, moins une politique de baisse des dépenses publiques est probable.

    35On dispose donc de quatre hypothèses, deux relatives au poids des préférences partisanes et deux inférées de la littérature sur les points de veto, visant à expliquer le phénomène de baisse des dépenses publiques. Nous nous interrogeons dans la section suivante sur les interactions entre les deux facteurs.

    Interaction entre les facteurs « partisans » et institutionnels

    36Même si la plupart des études envisagent les facteurs partisans et institutionnels de manière séparée, on peut néanmoins penser qu’ils se combinent dans la réalité. Dans un article fondateur, Shepsle a par exemple soutenu la thèse que les préférences (partisanes) et les institutions politiques se conjuguent pour produire un équilibre induit par la structure (« structure induced equilibria »).40 On peut ainsi s’attendre, par exemple, à ce qu’une grande fragmentation du pouvoir de décision incite les acteurs partisans au compromis, ce qui tendrait à atténuer le comportement partisan. L’effet précis dépendra de la valeur respective des hypothèses 1 et 2. Mais d’une manière générale, on peut poser que :

    H5 : La présence d’un grand nombre de points de veto augmente le comportement partisan des gouvernements.

    37Tout ceci met en évidence un des principaux avantages de l’analyse quantitative : la possibilité de tester des hypothèses conditionnelles et de les combiner. Toutes ces hypothèses sont testées empiriquement dans la suite de l’article. Nous les réitérons dans le tableau suivant :

    Tableau 1 : Hypothèses

    Image

    Définition des variables et des données

    38Ces hypothèses générales ne sont pas directement testables empiriquement. Nous avons donc construit des indicateurs permettant de mesurer les relations hypothétiques entre nos deux facteurs explicatifs, les préférences partisanes et les points de veto, et le phénomène qui nous intéresse : les politiques des États en matière de baisse des dépenses publiques. Nous apportons quelques précisions sur les différentes composantes de cette baisse avant de mettre en place nos indicateurs.

    Définition et composantes de la baisse des dépenses publiques

    39Il est nécessaire d’exposer clairement comment la « baisse des dépenses publiques » est mesurée et définie dans l’analyse empirique qui suit. Deux indicateurs sont particulièrement importants. On s’intéressera premièrement aux dépenses publiques en pourcentage du PIB. Afin de mesurer le déficit budgétaire annuel, c’est-à-dire la différence entre les recettes et les dépenses, on considèrera également le déficit « structurel », c’est-à-dire le déficit « ajusté en fonction du cycle économique41 ». Ces deux indicateurs nous permettront de nous appuyer sur une définition relativement stricte de ce qui constitue une politique de restriction budgétaire durable dans les pays membres de l’UE de 1990 à 2001, une définition qui combine la question du déficit structurel et des dépenses publiques. Le premier indicateur est nécessaire pour contrôler les variations liées au cycle d’affaires (« business cycle »). Le second est utilisé pour détecter les améliorations exclusivement basées sur les hausses de recettes. La première définition stipule donc qu’on ne comptera comme une période de restriction budgétaire que les cas où un pays a réduit ses déficits structurels et/ou ses dépenses publiques (ceteris paribus) pendant au moins 5 années d’affilée42.

    40L’application de cette définition à nos 14 pays membres de l’UE pendant la période 1990-2001 donne les résultats synthétisés dans le tableau 2. Celui-ci indique quel pays a traversé une période de baisse (réelle) des dépenses publiques. La troisième colonne montre dans quelle mesure le déficit (ou l’excédent) structurel (i. e. ajusté en fonction du cycle économique) s’est amélioré au cours de la période en question. La quatrième colonne évalue la baisse (brute) des dépenses publiques. Par définition, si l’amélioration du déficit (excédent) structurel est plus importante que la baisse des dépenses gouvernementales, la différence entre les deux indique une hausse des recettes. À titre d’exemple, le fait que la réduction des dépenses gouvernementales de la Belgique et de l’Italie fut bien moindre que l’amélioration de leur équilibre budgétaire montre que ces deux pays ont en partie consolidé leur budget à travers l’augmentation des recettes. À l’inverse, une plus forte baisse dans les dépenses totales que dans le déficit global indique une baisse des recettes.

    Tableau 2 : Périodes de restrictions budgétaires, définition I

    Image

    Source : OECD, calculs de l’auteur

    41Une seconde définition peut être introduite afin de contrôler la robustesse de notre analyse, une définition proche de celle utilisée par Alesina et Ardagna43. Selon cette définition, on peut parler de baisse des dépenses si un pays a réduit d’au moins 2 % du PIB (au cours d’une année particulière) son déficit ajusté en fonction du cycle ou s’il a réduit ce déficit d’au moins 1,5 % au cours de deux années consécutives. Le résultat de cette définition est donné dans le tableau 3.

    Tableau 3 : Période de restriction budgétaire, définition II

    Image

    Source : OECD, calculs de l’auteur

    42Comme on peut le voir, les deux tableaux donnent à voir des différences notables. La raison à cela est que la deuxième définition est à la fois moins stricte et plus stricte que la première. Elle est plus stricte dans la mesure où elle exige une baisse de déficit annuel plus importante que la première. Du fait de cette contrainte, l’Irlande et l’Espagne, qui ont réduit leurs déficits petit à petit au cours des années, se trouvent exclues du tableau. À l’inverse, la définition II est moins stricte au sens où elle enregistre comme des périodes de restrictions budgétaires les baisses de dépenses qui ne durent qu’une ou deux années, même si celles-ci sont remises en cause l’année d’après. Du fait de cette prémisse, des pays comme l’Autriche, la Grèce ou encore le Portugal entrent dans la catégorie des pays qui ont réussi à consolider leur budget.

    43En dernière analyse, la définition I semble préférable à la seconde. Elle permet en effet de capter le phénomène, relativement courant, de baisse progressive et graduelle des dépenses publiques. Il est par exemple dommage de voir l’Irlande disparaître du panel alors que ce pays a suivi tout au long des années 1990 une pente (douce) de restriction des dépenses. La définition II intègre des cas de consolidation sur une très courte période (pensons à l’Autriche ou au Portugal). Or il n’est pas certain que ces pays méritent d’être comptabilisés comme des cas de consolidation budgétaire à succès dans la mesure où leurs efforts furent la plupart du temps contre-balancés au cours des années suivantes. Nous nous appuierons donc davantage dans la suite de l’étude sur la première définition.

    44En somme, et selon la définition I, 9 pays sur 14 furent capables de s’engager dans une politique durable de restrictions des dépenses publiques pendant les années 1990 et la plupart le firent en réduisant de manière effective les dépenses.

    Données et variables

    45Les données collectées concernent 14 pays membres de l’UE observés de 1990 à 2001. La variable dépendante (le niveau des dépenses publiques) se voit conférer la valeur 1 si le pays s’est engagé dans une politique de restriction budgétaire au cours de telle ou telle année et 0 dans le cas contraire. Pour nos deux définitions, on dispose donc de deux variables binaires – d1 et d2 – qui vont nous permettre de tester les facteurs qui facilitent ou non les politiques de restriction budgétaire.

    46Afin de contrôler les déterminants économiques des restrictions budgétaires, nous ajoutons au modèle un certain nombre de variables économiques. Le solde général structurel de l’année précédente « balance t-1 » vise par exemple à déterminer dans quelle mesure les décisions en matière de réduction des déficits sont liées aux performances passées ou à des phénomènes de « path dependence ». Il donne également une indication des pressions budgétaires à court terme44. Autre exemple : quand ils décident d’une mesure budgétaire, les dirigeants politiques se font une idée de ce que pourrait être le taux de croissance de l’année qui vient. Il est évident qu’une croissance plus importante que prévu peut conduire à une consolidation budgétaire plus importante que celle qui était visée45. C’est la raison pour laquelle nous introduisons dans le modèle la variable « unexgdp » (unexpected economic growth). Il est également important de contrôler les effets du taux de chômage. La variable « ue », qui mesure le taux de chômage standard des pays de l’OCDE, est utilisée à cette fin.

    47Au cours de la période considérée, tous les pays furent confrontés à la contrainte des critères de convergence de Maastricht. Par conséquent, il est possible que toutes les restrictions budgétaires fussent seulement déterminées par l’objectif magique des 3 %. Selon cette interprétation, les institutions et les préférences n’auraient eu aucun rôle. Pour contrôler cette possibilité, une autre variable binaire nommée « maastricht » a été introduite. Sa valeur est « 1 » si le pays est resté sous la barre des 3 % au cours de telle ou telle ou telle année et « 0 » dans le cas contraire. Ces 14 pays membres de l’UE étant à bien des égards similaires, notamment en ce qui concerne le régime de commerce ou la démographie, des facteurs utilisés dans la littérature tels que la dépendance à la part des personnes âgées ou encore l’ouverture des marchés peuvent être négligés. Cette simplification est consolidée par la faible extension de la séquence temporelle analysée : celle-ci est trop petite pour pouvoir refléter l’impact des changements démographiques sur les dépenses sociales.

    48Pour tester les effets partisans, une variable appelée « govcomp » est utilisée. Elle indique si un gouvernement donné est dominé par la gauche ou par la droite. Elle varie de 1 (gouvernement complètement dominé par la droite) à 5 (par la gauche).

    49De nombreuses variables sont utilisées pour capter les effets des points de veto sur les déficits. Pour commencer, l’indicateur « power » mesure l’impact de la structure fédérale du pays, le nombre de chambres parlementaires et le type de régime (présidentiel ou parlementaire). L’indicateur varie de 1 à 6 et augmente avec la concentration du pouvoir dans un pays. Cela signifie que plus le nombre de points de veto sera important, plus la valeur de l’indicateur sera petite. Ainsi, les pays de structure unitaire, sans président et disposant d’un système législatif monocaméral se retrouvent avec les valeurs les plus grandes sur cet indicateur. À l’inverse, on retrouvera la valeur « 0 » pour les pays qui ont un régime purement présidentiel, une structure fédérale et deux chambres parlementaires46. Compte tenu de sa distribution et afin de faciliter l’interprétation, la variable « power » est transformée en variable binaire appelée « veto ». Celle-ci prend la valeur 0 s’il y a seulement deux points de veto (power > 4) et 1 si l’on compte plus de points de veto. Par ailleurs, afin de tester l’hypothèse numéro 4, une variable « nop », qui rend compte du nombre de partis représentés au gouvernement, a été créée. Tous ces indicateurs vont nous permettre de contrôler et de tester nos hypothèses, comme nous allons le voir maintenant.

    Test des hypothèses : spécification et estimation des modèles binaires

    50Nous avons mis à l’épreuve ces hypothèses sur des données comprenant 14 pays membres de l’UE pendant la période 1990-2001. Pour ce faire, nous nous sommes appuyés sur la méthode de l’analyse de séries chronologiques transversales. Nous avons plus précisément effectué une régression logistique47 en utilisant pour variable dépendante la variable binaire (évoquée ci-dessus) qui évalue si un pays s’est engagé à un moment ou à un autre dans une politique de consolidation budgétaire48.

    51Le modèle binaire de régression logistique est le suivant :

    52(3)

    53Pr (D = 1|X) =

    54Où Pr (D = 1|X) est la probabilité conditionnelle d’une politique de restriction budgétaire durable (D) avec D = 1 si une telle politique advient pour une année donnée et compte tenu d’un certain nombre de variables X. Ces variables sont données par l’équation suivante :

    55(4)

    56X = β0 + β1 balancet-1 + β2 unexgdpi, t + β3uei, + β4maatrichti,t + β5NOPi, t + β6 govcompi, t + β7 vetoi, t + β8 govcompi, t *veto i, t + kt-t0

    57Les indices « i » et « t » symbolisent le pays et l’année, « k » l’inclusion de variables temporelles binaires et b les paramètres, c’est-à-dire le poids de chaque variable. Ces équations mettent donc en relation la probabilité qu’advienne une période de restriction budgétaire dans un pays avec les variables (explicatives) évoquées ci-dessus. Il importe par ailleurs de noter que la formule (4) inclut un signe de multiplication qui exprime l’idée que le comportement partisan peut être conditionné par la structure institutionnelle du système politique. Comme nous l’avons écrit plus haut, on peut supposer qu’un grand nombre de points de veto augmente la probabilité d’une politique partisane et force les acteurs à accepter des compromis.

    58Les résultats des estimations sont présentés dans les tableaux 4 et 5. Les lignes des tableaux expriment le paramètre estimé pour chaque variable indépendante. Un signe positif signifie qu’un changement de cette variable dans un sens positif augmente la probabilité de la consolidation budgétaire. Un signe négatif exprime le contraire. Les erreurs standards entre parenthèses et les étoiles indiquent si une variable est significative du point de vue statistique.

    59On peut tout d’abord faire quelques observations relatives aux variables économiques. La variable qui évalue les effets, une année après, du solde budgétaire (ajusté en fonction du cycle) est significative et négative pour tous les modèles. Ce point n’est pas contre-intuitif : des déficits budgétaires élevés (un solde budgétaire négatif) rendent une politique de restrictions budgétaires plus probable. La variable relative à la croissance inattendue (unexgdp) est positive et significative mais seulement en ce qui concerne la première définition de la notion de « restriction budgétaire ». Ces effets n’apparaissent pas quand on considère la seconde définition. La tendance est la même en ce qui concerne l’impact du taux de chômage : l’effet est positif et significatif sur la définition I alors qu’il est négatif mais non-significatif sur la seconde. Encore une fois, cette corrélation positive (sur la première définition) suggère qu’un taux de chômage plus élevé augmente la pression à s’engager dans une consolidation budgétaire, probablement afin de faire face à la croissance future des dépenses sociales. La variable binaire « maastricht » reste non-significative quels que soient les cas de figure.

    Tableau 4 : Résultats de la régression logistique. Première définition des périodes de restrictions budgétaires

    Image

    NB : le tableau donne les coefficients de régression logistique avec les erreurs robustes standards entre parenthèses. Les variables binaires temporelles ne sont pas montrées. *** = significatif à 0.01 ; ** = significatif à 0.05 ; * significatif à 0.1.
    Source : calculs de l’auteur.

    Tableau 5 : Résultats de la régression logistique. Deuxième définition de la régression logistique

    Image

    NB : le tableau donne les coefficients de régression logistique avec les erreurs robustes standards entre parenthèses. Les variables binaires temporelles ne sont pas montrées. *** = significatif à 0.01 ; ** = significatif à 0.05 ; * significatif à 0.1 Source : calculs de l’auteur.

    60En ce qui concerne les variables relatives aux points de veto, on observe que l’influence du nombre de partis gouvernementaux apparaît positive mais guère significative. Ces résultats n’apportent donc pas vraiment de crédit à l’hypothèse 4. Si l’on regarde la deuxième colonne de chaque tableau, on remarque que « govcomp » est positive et significative pour tous les cas de figure. Cela signifie que plus un gouvernement penche à gauche de l’échiquier politique, plus on peut s’attendre à voir un programme d’ajustement budgétaire.

    61La variable qui cherche à mesurer les effets combinés des points de veto et des comportements partisans donne des résultats particulièrement intéressants (ligne « govcomp*veto », quatrième colonne). Outre les coefficients beta, j’ai calculé les effets marginaux moyens49. Or quand on regarde la variable partisane « govcomp », on découvre qu’elle prend une valeur positive et significative pour les cas où « veto » prend la valeur « 0 ». Cela signifie que si la fragmentation politique est faible (si le nombre de points de veto est petit), la présence de la gauche au gouvernement rendrait probable un ajustement budgétaire. Cette remarque vaut pour les deux définitions des restrictions budgétaires. Ceci étant, et comme l’indiquent les signes négatifs des coefficients et des effets marginaux, l’existence d’un grand nombre de points de veto (« veto » = 1) donne une relation contraire : l’augmentation du nombre de partis de gauche dans le gouvernement réduit la probabilité de l’ajustement budgétaire. En d’autres termes, quand le pouvoir est concentré, les partis politiques se comportent de manière conforme aux prévisions de Persson et Swensson : ils utilisent stratégiquement la dette pour contraindre les gouvernements futurs à agir dans le sens de leurs propres préférences partisanes. À l’inverse, quand le pouvoir est fragmenté, les partis agissent conformément aux modèles partisans traditionnels.

    62D’une manière générale, la comparaison des résultats avec nos hypothèses confirme bien évidemment que le monde empirique est bien plus compliqué que le monde net et soigné des modèles d’économie politique. Ces modèles offrent toutefois des descriptions intéressantes. On constate par exemple que les difficultés rencontrées pour modéliser la notion de « restriction budgétaire » ne sont pas rédhibitoires. Les différentes définitions que nous avons testées donnent certes des résultats divergents, mais seulement en ce qui concerne le poids des variables économiques. Les découvertes relatives à la variable partisane et ses interactions avec la variable institutionnelle sont étonnamment stables, quel que soit le modèle. En effet les coefficients et les effets marginaux du terme d’interaction (le signe multiplicateur) sont tout à fait semblables. Tous ces résultats ont été présentés de manière plus détaillée dans un autre article50.

    Résumé et conclusions

    63Ce chapitre avait pour ambition d’illustrer l’intérêt qu’il peut y avoir à utiliser une approche en termes de choix rationnel pour analyser théoriquement et empiriquement les questions d’économie politique. Pour ce faire, nous nous sommes interrogés sur les facteurs politiques et institutionnels qui peuvent expliquer l’apparition de périodes de restrictions budgétaires dans les pays de l’Union européenne au cours de la période 1990-1991. Cette analyse partait de l’idée que les décideurs sont rationnels, intéressés par les résultats des politiques publiques et contraints dans leurs choix et dans leurs actions par leur environnement institutionnel. Ce chapitre donne ainsi un aperçu de l’approche standard en économie politique ainsi que de la valeur des modèles rationalistes permettant la déduction d’hypothèses qui peuvent être testées empiriquement. Conformément aux modèles partisans standards, nous avons fait l’hypothèse que le succès d’une politique de restriction budgétaire dépend de l’orientation idéologique des partis au pouvoir. L’approche par les points de veto nous a par ailleurs permis de déduire une seconde série d’hypothèses qui prédisaient que le succès d’une politique de consolidation budgétaire était fonction du nombre de points de veto institutionnels et de la taille de la coalition gouvernementale. On a par ailleurs émis l’idée que les comportements partisans pouvaient eux-mêmes être conditionnés par des acteurs institutionnels.

    64L’analyse empirique a révélé que le solde budgétaire de l’année précédente est l’indicateur économique le plus étroitement corrélé à notre variable sur les périodes de restrictions budgétaires durables. En ce qui concerne les variables institutionnelles et partisanes, il est apparu que le comportement partisan des gouvernements est augmenté par la structure du système de décision politique. En cas de forte concentration du pouvoir, c’est-à-dire si le nombre de points de veto est faible, les gouvernements de gauche semblent plus enclins à engager des politiques de consolidation budgétaire que les gouvernements de droite. Cette découverte apporte du crédit au modèle de Persson et Svensson. Ceci étant, dans les systèmes politiques très fragmentés (où les points de veto sont nombreux), la droite semble faire davantage d’efforts pour consolider le budget. L’hypothèse 5 semble donc valide et la valeur respective des hypothèses 1 et 2 semble dépendre du contexte institutionnel.

    65Malheureusement, un gros travail doit encore être réalisé sur le front empirique. Les données sont encore très agrégées et la mesure des préférences et comportements partisans est encore quelque peu rudimentaire. On aurait besoin de plus de données micro. Des informations sur les positions de chaque parti en matière de politique budgétaire permettraient notamment de mieux comprendre le poids des préférences partisanes. De telles informations permettraient également de mieux évaluer les « win-set » et « cores » des différents pays, ce qui améliorerait considérablement notre capacité à expliquer les comportements en matière de politique budgétaire dans le temps et l’espace.

    66Malgré toutes ses limites, cette enquête a permis de révéler un certain nombre de phénomènes intéressants. Les résultats indiquent clairement que les restrictions budgétaires dépendent des préférences des acteurs partisans et que ces préférences sont elles-mêmes contraintes par le contexte institutionnel. Il est clairement apparu que les critères de convergence de Maastricht ne constituèrent pas, à eux seuls, une condition suffisante au lancement d’une politique durable de restrictions budgétaires. Ce chapitre contredit donc clairement Rotte et Zimmermann quand ceux-ci stipulent que les multiples politiques de consolidations budgétaires qui virent le jour avant l’introduction de l’Euro peuvent être complètement attribuées à cette contrainte externe, que ce soit via ses effets en termes de désignation de « bouc-émissaires » ou en raison de l’attachement positif des électeurs à l’Europe51.

    Notes de bas de page

    1 Notamment la France, l’Allemagne et la Grèce.

    2 Pour une réfutation approfondie de ces incompréhensions, voir le chapitre de G. Schneider dans ce volume.

    3 Alesina et Perotti ont souligné ce point il y a quelques années : Alesina A. et Perotti R., « The Political-Economy of Budget Deficits », International Monetary Fund Staff Papers, 1997, 42 (1), p. 1-31 ; Voir également : Franzese R. J., Macroeconomic Policies of Developed Democracies, Cambridge, Cambridge University Press, 2002 ; Woo J., « Economic, Political, and Institutional Determinants of Public Deficits », Journal of Public Economics, 2003, 87, p. 387-426.

    4 Comme l’ont montré Alesina, Perotti et Ardagna, les réductions significatives des déficits ont davantage pour origine une baisse drastique des dépenses publiques qu’une hausse des prélèvements. C’est la raison pour laquelle les expressions « baisse des dépenses publiques » et « consolidation budgétaire réussie » seront considérées comme synonymes. Voir Alesina A. et Perotti R., « The Political-Economy of Budget Deficits », op. cit. ; Alesina A. et Ardagna S., « The Political Economy of Fiscal Adjustments », Brookings Papers on Economic Activity, 1998, (1), p. 197-266.

    5 Roubini N. et Sachs J. D., « Political and Economic Determinants of Budget Deficits in the Industrial Democracies », European Economic Review, 1989, 33 (5), p. 903-933 ; Haan J. D. et Sturm J. E., « Political and Economic Determinants of OECD Budget Deficits and Government Expenditures : A Reinvestigation », European Journal of Political Economy, 1997, 13, p. 739-750 ; Sakamoto T., « Effects of Government Characteristics on Fiscal Deficits in 18 OECD Countries », Comparative Political Studies, 1997, 34 (5), p. 527-554.

    6 L’Autriche, la Belgique, le Danemark, la Finlande, la France, l’Allemagne, la Grèce, l’Irlande, l’Italie, les Pays-Bas, le Portugal, l’Espagne, la Suède, le Royaume-Uni. On laissera de côté le Luxembourg car celui-ci est le seul pays membre de l’UE qui n’a pratiquement pas de dette publique, de grands excédents budgétaires tout au long de la période considérée et des intérêts à payer négatifs.

    7 Drazen A., Political Economy in Macroeconomics, Princeton, Princeton University Press, 2000, p. 7.

    8 On appelle cela la « statique comparative ». On remarquera que les modèles mathématiques facilitent également l’analyse de systèmes qui changent avec le temps.

    9 Hibbs D. A., « Political Parties and Macroeconomic Policy », American Political Science Review, 1977, 71 (4), p. 1467-1487.

    10 Alesina A, Roubini N. et Cohen G., Political Cycles and the Macroeconomy, Cambridge, MIT press, 1997.

    11 Une hypothèse fondamentale qui contraste, au passage, avec les modèles classiques inspirés de Downs d’après lesquels les hommes politiques s’inquiètent seulement des élections et des votes qu’ils pourraient rassembler.

    12 Hibbs D. A., The American Political Economy : Electoral Policy in Contemporary America, Cambridge, Harvard University Press, 1987, p. 8.

    13 Hibbs D. A., « Political Parties and Macroeconomic Policy », op. cit., p. 1470.

    14 Idem, p. 1468.

    15 Il importe de souligner que Hibbs ne prend pas en considération les modifications temporaires de la courbe de Philips induites par un changement au niveau des attentes. Ou pour le dire autrement, ces variations au niveau des attentes sont considérées suffisamment longues pour durer le temps de la présence d’un parti au gouvernement.

    16 Alesina A, Roubini N. et Cohen G., Political Cycles and the Macroeconomy, op. cit.

    17 Idem.

    18 Franzese R. J., « Electoral and Partisan Cycles in Economic Policies », in Annual Review of Political Science, 2002, 5, p. 369-421, p. 401-405.

    19 Boix C., « Partisans Governments, the International Economy, and Macroeconomic Policies in Advanced Nations, 1960-1993 », World Politics, 2000, 53, p. 38-73.

    20 Voir idem., p. 66 ; Oatley T., « How Constraining is Capital Mobility ? The Partisan Hypothesis in an Open Economy », American Journal of Political Science. 43 (4), p. 1003-1027, p. 1014.

    21 Ceci s’applique à la plupart des pays et à la période considérée dans ce chapitre. Le mécanisme de change du Système Monétaire Européen constituait en particulier un tel régime de taux de changes fixes. Par ailleurs, même si un pays jouit d’un taux de change flexible, les politiques fiscales indépendantes sont toujours possibles si les banques centrales accompagnent la politique gouvernementale en augmentant l’offre de monnaie. Enfin, le fait qu’une politique publique s’avère inefficace ne dissuade pas toujours un gouvernement de l’essayer.

    22 Voir Alesina A. et Tabellini G., « A Positive Theory of Fiscal Deficits and Government Debt », Review of Economic Studies, 1990, 57, p. 403-414 ; Milesi-Feretti G. et Spoalore E., « How Cynical can an Incumbent be ? Strategic Policy in a Model of Government Spending », Journal of Public Economics, 1994, 55, p. 121-140 ; Persson T. et Swensson L., « Why a stubborn conservative would run a deficit : policy with time-inconsistent preferences », Quarterly Journal of Economics, 1989, 104, p. 325-345.

    23 Idem., p. 341.

    24 Notons que si la droite utilise ces excédents pour faire baisser les impôts, c’est également dans l’intérêt de la gauche dans la mesure où cela sert les objectifs des partis de gauche : la croissance et l’emploi.

    25 Pour une introduction à la théorie des « points de veto », voir Tsebelis G., « Decision Making in Political Systems : Veto Players in Presidentialism, Parliamentalism, Multicameralism, and Multiparyism », British Journal of Political Science, 2002, 25 (3), p. 289-325 ; Tsebelis G., Veto Players : How Political Institutions Work, Princeton University Press, Princeton, NJ, 2000.

    26 Le « winset » d’un statut quo donné z (écrit W (z)) continent toutes les positions de politique publique préférées au statu quo par une majorité (peu importe comment on la définit) d’acteurs.

    27 Le « core » (noyau) contient toutes les positions qui ne peuvent pas être défaites à partir d’une règle de décision donnée.

    28 Notons toutefois que la taille du « win set » et du « core » est une « condition nécessaire mais non suffisante du point de vue de la proximité de la nouvelle politique publique avec le statu quo » (Tsebelis G., « Decision Making in Policital Systems : Veto Players in Presidentialism, Parliamentalism, Multicameralism, and Multipartism », op. cit. p. 32). En effet, même si un grand win set rend possible une politique publique éloignée du statu quo, la nouvelle politique peut aussi voir le jour suite à un changement incrémental.

    29 On remarquera que le core et le win set se comportent presque toujours de manière équivalente, avec un win set déclinant quand le core s’étend et vice versa. (Tsebelis G., « Decision Making in Political Systems : Veto Players in Presidentialism, Parliamentalism, Multicameralism, and Multipartism », op. cit., p. 29)).

    30 Voir notamment Cusack T. R., « Partisan politics and Public Finance : Changes in public spending in the industrialized democracies. 1955-1989 », Public Choice, 1997, 91 (3-4), p. 375-395 ; Cusack T. R., « Partisan Politics and Fiscal Policy », Comparative Political Studies, 2000, 32 (4), p. 464-486).

    31 Roubini N. et Sachs, J. D., « Political and Economic Determinants of Budget Deficits in the Industrial Democracies », op. cit.

    32 Voir Cusack T. R., « Partisan Politics and Fiscal Policy », op. cit.  ; Franzese R. J., Macroeconomics Policies of Developed Democracies., op. cit.

    33 Edin P. A. et Ohlson H., « Political Determinants of Budget Deficits : Coalition Effects versus Minority Effects », in European Economic Review, 1991, 35 (8), 1597-1603.

    34 Voir Haan J. D. et Sturm J. E., « Political and Economic Determinants of OECD Budget Deficits and Government Expenditures : A Reinvestigation », op. cit. ; Haan J. D., Sturm J. E. et Beekuis G., « The Weak Government Thesis : Some New Evidence », Public Choice, 101, p. 163-176 ; Sakamoto T., « Effects of Government Characteristics on Fiscal Deficits in 18 OECD Countries », op. cit.

    35 Voir Alesina A. et Drazen A., « Why are stabilizations delayed ? À political economy model », op. cit.  ; Spoalore E., « Policy Making and Economic Efficiency : Coalition Governments versus Majority Governments », 1993.

    36 Les modèles de guerre d’usure ont été utilisés de manière extensive pour décrire les situations de conflit entre les syndicats et les banques centrales de même qu’entre les dirigeants des politiques budgétaires et monétaires.

    37 Le bénéfice marginal est défini par la probabilité que l’adversaire cède multipliée par la plus grande utilité procurée par une victoire dans la guerre d’usure. Il est important de souligner que chaque parti ne connaît que les coûts induits par le fait de vivre dans une société de plus en plus endettée. Si chacun connaissait le coût de l’attente des autres, il pourrait calculer le temps que les autres sont prêts à attendre avant de faire une concession. La guerre d’usure n’aurait alors pas lieu car le perdant connaîtrait son identité dès le début et cèderait rapidement pour s’épargner les coûts induits par une vie dans une économie détériorée.

    38 Spoalore E., « Policy Making and Economic Efficiency : Coalition Governments versus Majority Governments », op. cit.

    39 Alesina A. et Drazen A., « Why are stabilizations delayed ? A political economy model », op. cit.

    40 Shepsle K. A., « Institutional Arrangements and Equilibrium in Multidimensional Voting Models », American Journal of Political Science, 1999, 23, p. 27-59.

    41 Cet indicateur calcule le déficit budgétaire qui prévaudrait en économie de plein-emploi. De cette manière, l’influence du cycle d’affaire peut être soustrait à l’analyse, de même que les chutes dans les recettes ou les augmentations de dépenses dues à des récessions. Il importe toutefois de noter que cet indicateur n’est pas sans inconvénients. Pour calculer le déficit structurel, il faut estimer le taux de croissance potentiel de l’économie, or celui-ci n’est pas directement observable. Son calcul dépend donc des hypothèses de l’analyste et de la méthodologie employée.

    42 Bien entendu, ce type de définition exclut la possibilité de cycle d’affaire opportuniste. Voir Nordhaus W. D., « The Political Business Cycle », The Review of Economic Studies, 1975, 42 (2), p. 169-190 ; Rogoff K., « Equilibrium Political Budget Cycles », American Economic Review, 1990, 80 (1), p. 21-36. C’est la raison pour laquelle leur impact n’est pas analysé ici.

    43 Alesina A. et Ardagna S, « The Political Economy of Fiscal Adjustments », op. cit., p 469.

    44 Dans la mesure où cette variable est étroitement corrélée avec le fardeau général de la dette, elle n’est pas utilisée dans le modèle empirique même si elle est souvent employée (peut-être de manière discutable) dans la littérature.

    45 Souvenons-nous que dans la définition I, nous n’utilisons pas seulement le déficit structurel, lequel n’a pas de raison d’être affecté par ces phénomènes, mais également les dépenses gouvernementales. Or celles-ci sont affectées par les variations du PIB.

    46 Notons qu’un tel cas n’existe pas dans l’échantillon de pays étudié ici.

    47 Une régression logistique évalue les effets d’une série de variables indépendantes sur la probabilité de tel ou tel événement, ici l’occurrence d’une restriction budgétaire.

    48 Tout test empirique sur des séries chronologiques transversales comporte un certain nombre de pièges. Pour faire face à ces problèmes, quelques ajustements techniques nécessaires doivent être explicités. Voir par exemple Beck N. et Katz J. N., « Nuisance vs. Substance : Specifying and Estimating Time-Series-Cross-Section Models », Political Analysis, 1995, 6 ; Beck N., « Time series-cross-section-data : What have we learnt in the past 5 years ? », Annual Review of Political Science, 2001, 4, p. 271-293. Un problème concerne la possible dépendance temporelle des observations. Le test de Wooldridge relatif aux auto-corrélations indique clairement la présence d’auto-corrélations de premier ordre (voir Wooldridge J., Econometric analysis of cross section panel data, The Mit Press, Massachusetts, 2002). Nous suivons la méthode proposée par Beck et d’autres pour résoudre ce problème. (Voir Beck N., Katz J. N., et Tucker R., « Taking Time Seriously : Time-Series-Cross-Section Analysis with Binary Dependent Variable », American Journal of Political Science, 1998, 42 (4), 1260-1288). Ils notent que les modèles d’analyses de séries chronologiques transversales sont équivalents à des modèles de données temporelles regroupées (« grouped duration data models »). En conséquence, ils proposent d’inclure des variables binaires temporelles qui sont alors analogues aux « risques de base » (« baseline hazards ») dans les modèles de données temporelles regroupées au sens où elles tiennent compte du temps passé depuis le dernier événement. Un test de probabilité confirme clairement le besoin d’inclure ces variables binaires.

    49 Sur ces effets, voir AI C. R. et Norton E. C., « Interaction terms in logit and probit models », in Economics Letters, 2003, 80 (1), p. 123-129.

    50 Voir Pamp O., « Partisan preferences and political institutions : explaining fiscal retrenchment in the European Union », European Political Economy Review, 2008, 8, p. 4-39.

    51 Rotte R. et Zimmermann K. F., « Fiscal restraint and the political economy of EMU », Public Choice, 1998, 94, p. 385-406.

    Auteurs

    • Mathias Delori (trad.)
    • Oliver Pamp
    Précédent Suivant
    Table des matières

    Le texte seul est utilisable sous licence Licence OpenEdition Books. Les autres éléments (illustrations, fichiers annexes importés) sont « Tous droits réservés », sauf mention contraire.

    Voir plus de livres
    La proximité en politique

    La proximité en politique

    Usages, rhétoriques, pratiques

    Christian Le Bart et Rémi Lefebvre (dir.)

    2005

    Aux frontières de l'expertise

    Aux frontières de l'expertise

    Dialogues entre savoirs et pouvoirs

    Yann Bérard et Renaud Crespin (dir.)

    2010

    De l'état social à l'état des droits de l'homme ?

    De l'état social à l'état des droits de l'homme ?

    Colette Bec

    2011

    Réinventer la ville

    Réinventer la ville

    Artistes, minorités ethniques et militants au service des politiques de développement urbain. Une comparaison franco-britannique

    Lionel Arnaud

    2012

    Militer pour la planète

    Militer pour la planète

    Sociologie des écologistes

    Sylvie Ollitrault

    2008

    La figure de «l'habitant»

    La figure de «l'habitant»

    Sociologie politique de la «demande sociale»

    Virginie Anquetin et Audrey Freyermuth (dir.)

    2009

    Politiques de jeunesse

    Politiques de jeunesse

    Les défis majeurs de l'intégration

    Patricia Loncle

    2010

    Journalistes engagés

    Journalistes engagés

    Sandrine Lévêque et Denis Ruellan (dir.)

    2010

    La fabrique interdisciplinaire

    La fabrique interdisciplinaire

    Histoire et science politique

    Michel Offerlé et Henry Rousso (dir.)

    2008

    Mobilisations de victimes

    Mobilisations de victimes

    Sandrine Lefranc et Lilian Mathieu (dir.)

    2009

    Les libertariens aux États-Unis

    Les libertariens aux États-Unis

    Sociologie d'un mouvement asocial

    Sébastien Caré

    2010

    Le choix rationnel en science politique

    Le choix rationnel en science politique

    Débats critiques

    Mathias Delori, Delphine Deschaux-Beaume et Sabine Saurugger (dir.)

    2009

    Voir plus de livres
    1 / 12
    La proximité en politique

    La proximité en politique

    Usages, rhétoriques, pratiques

    Christian Le Bart et Rémi Lefebvre (dir.)

    2005

    Aux frontières de l'expertise

    Aux frontières de l'expertise

    Dialogues entre savoirs et pouvoirs

    Yann Bérard et Renaud Crespin (dir.)

    2010

    De l'état social à l'état des droits de l'homme ?

    De l'état social à l'état des droits de l'homme ?

    Colette Bec

    2011

    Réinventer la ville

    Réinventer la ville

    Artistes, minorités ethniques et militants au service des politiques de développement urbain. Une comparaison franco-britannique

    Lionel Arnaud

    2012

    Militer pour la planète

    Militer pour la planète

    Sociologie des écologistes

    Sylvie Ollitrault

    2008

    La figure de «l'habitant»

    La figure de «l'habitant»

    Sociologie politique de la «demande sociale»

    Virginie Anquetin et Audrey Freyermuth (dir.)

    2009

    Politiques de jeunesse

    Politiques de jeunesse

    Les défis majeurs de l'intégration

    Patricia Loncle

    2010

    Journalistes engagés

    Journalistes engagés

    Sandrine Lévêque et Denis Ruellan (dir.)

    2010

    La fabrique interdisciplinaire

    La fabrique interdisciplinaire

    Histoire et science politique

    Michel Offerlé et Henry Rousso (dir.)

    2008

    Mobilisations de victimes

    Mobilisations de victimes

    Sandrine Lefranc et Lilian Mathieu (dir.)

    2009

    Les libertariens aux États-Unis

    Les libertariens aux États-Unis

    Sociologie d'un mouvement asocial

    Sébastien Caré

    2010

    Le choix rationnel en science politique

    Le choix rationnel en science politique

    Débats critiques

    Mathias Delori, Delphine Deschaux-Beaume et Sabine Saurugger (dir.)

    2009

    Voir plus de chapitres

    3. Qui a peur de John Nash ? À propos de la place des approches de type « choix rationnel » en Allemagne et en France

    Gerald Schneider Mathias Delori (trad.)

    5. Un menu commun pour des tables séparées. Le tournant institutionnaliste dans la science politique et les études sur l’intégration européenne

    Mark Aspinwall et Gerald Schneider Mathias Delori et Aurélien Evrard (trad.)

    Voir plus de chapitres
    1 / 2

    3. Qui a peur de John Nash ? À propos de la place des approches de type « choix rationnel » en Allemagne et en France

    Gerald Schneider Mathias Delori (trad.)

    5. Un menu commun pour des tables séparées. Le tournant institutionnaliste dans la science politique et les études sur l’intégration européenne

    Mark Aspinwall et Gerald Schneider Mathias Delori et Aurélien Evrard (trad.)

    Accès ouvert

    Accès ouvert freemium

    ePub

    PDF

    PDF du chapitre

    Suggérer l’acquisition à votre bibliothèque

    Acheter

    Édition imprimée

    Presses universitaires de Rennes
    • amazon.fr
    • decitre.fr
    • mollat.com
    • leslibraires.fr
    • placedeslibraires.fr
    • lcdpu.fr
    ePub / PDF

    1 Notamment la France, l’Allemagne et la Grèce.

    2 Pour une réfutation approfondie de ces incompréhensions, voir le chapitre de G. Schneider dans ce volume.

    3 Alesina et Perotti ont souligné ce point il y a quelques années : Alesina A. et Perotti R., « The Political-Economy of Budget Deficits », International Monetary Fund Staff Papers, 1997, 42 (1), p. 1-31 ; Voir également : Franzese R. J., Macroeconomic Policies of Developed Democracies, Cambridge, Cambridge University Press, 2002 ; Woo J., « Economic, Political, and Institutional Determinants of Public Deficits », Journal of Public Economics, 2003, 87, p. 387-426.

    4 Comme l’ont montré Alesina, Perotti et Ardagna, les réductions significatives des déficits ont davantage pour origine une baisse drastique des dépenses publiques qu’une hausse des prélèvements. C’est la raison pour laquelle les expressions « baisse des dépenses publiques » et « consolidation budgétaire réussie » seront considérées comme synonymes. Voir Alesina A. et Perotti R., « The Political-Economy of Budget Deficits », op. cit. ; Alesina A. et Ardagna S., « The Political Economy of Fiscal Adjustments », Brookings Papers on Economic Activity, 1998, (1), p. 197-266.

    5 Roubini N. et Sachs J. D., « Political and Economic Determinants of Budget Deficits in the Industrial Democracies », European Economic Review, 1989, 33 (5), p. 903-933 ; Haan J. D. et Sturm J. E., « Political and Economic Determinants of OECD Budget Deficits and Government Expenditures : A Reinvestigation », European Journal of Political Economy, 1997, 13, p. 739-750 ; Sakamoto T., « Effects of Government Characteristics on Fiscal Deficits in 18 OECD Countries », Comparative Political Studies, 1997, 34 (5), p. 527-554.

    6 L’Autriche, la Belgique, le Danemark, la Finlande, la France, l’Allemagne, la Grèce, l’Irlande, l’Italie, les Pays-Bas, le Portugal, l’Espagne, la Suède, le Royaume-Uni. On laissera de côté le Luxembourg car celui-ci est le seul pays membre de l’UE qui n’a pratiquement pas de dette publique, de grands excédents budgétaires tout au long de la période considérée et des intérêts à payer négatifs.

    7 Drazen A., Political Economy in Macroeconomics, Princeton, Princeton University Press, 2000, p. 7.

    8 On appelle cela la « statique comparative ». On remarquera que les modèles mathématiques facilitent également l’analyse de systèmes qui changent avec le temps.

    9 Hibbs D. A., « Political Parties and Macroeconomic Policy », American Political Science Review, 1977, 71 (4), p. 1467-1487.

    10 Alesina A, Roubini N. et Cohen G., Political Cycles and the Macroeconomy, Cambridge, MIT press, 1997.

    11 Une hypothèse fondamentale qui contraste, au passage, avec les modèles classiques inspirés de Downs d’après lesquels les hommes politiques s’inquiètent seulement des élections et des votes qu’ils pourraient rassembler.

    12 Hibbs D. A., The American Political Economy : Electoral Policy in Contemporary America, Cambridge, Harvard University Press, 1987, p. 8.

    13 Hibbs D. A., « Political Parties and Macroeconomic Policy », op. cit., p. 1470.

    14 Idem, p. 1468.

    15 Il importe de souligner que Hibbs ne prend pas en considération les modifications temporaires de la courbe de Philips induites par un changement au niveau des attentes. Ou pour le dire autrement, ces variations au niveau des attentes sont considérées suffisamment longues pour durer le temps de la présence d’un parti au gouvernement.

    16 Alesina A, Roubini N. et Cohen G., Political Cycles and the Macroeconomy, op. cit.

    17 Idem.

    18 Franzese R. J., « Electoral and Partisan Cycles in Economic Policies », in Annual Review of Political Science, 2002, 5, p. 369-421, p. 401-405.

    19 Boix C., « Partisans Governments, the International Economy, and Macroeconomic Policies in Advanced Nations, 1960-1993 », World Politics, 2000, 53, p. 38-73.

    20 Voir idem., p. 66 ; Oatley T., « How Constraining is Capital Mobility ? The Partisan Hypothesis in an Open Economy », American Journal of Political Science. 43 (4), p. 1003-1027, p. 1014.

    21 Ceci s’applique à la plupart des pays et à la période considérée dans ce chapitre. Le mécanisme de change du Système Monétaire Européen constituait en particulier un tel régime de taux de changes fixes. Par ailleurs, même si un pays jouit d’un taux de change flexible, les politiques fiscales indépendantes sont toujours possibles si les banques centrales accompagnent la politique gouvernementale en augmentant l’offre de monnaie. Enfin, le fait qu’une politique publique s’avère inefficace ne dissuade pas toujours un gouvernement de l’essayer.

    22 Voir Alesina A. et Tabellini G., « A Positive Theory of Fiscal Deficits and Government Debt », Review of Economic Studies, 1990, 57, p. 403-414 ; Milesi-Feretti G. et Spoalore E., « How Cynical can an Incumbent be ? Strategic Policy in a Model of Government Spending », Journal of Public Economics, 1994, 55, p. 121-140 ; Persson T. et Swensson L., « Why a stubborn conservative would run a deficit : policy with time-inconsistent preferences », Quarterly Journal of Economics, 1989, 104, p. 325-345.

    23 Idem., p. 341.

    24 Notons que si la droite utilise ces excédents pour faire baisser les impôts, c’est également dans l’intérêt de la gauche dans la mesure où cela sert les objectifs des partis de gauche : la croissance et l’emploi.

    25 Pour une introduction à la théorie des « points de veto », voir Tsebelis G., « Decision Making in Political Systems : Veto Players in Presidentialism, Parliamentalism, Multicameralism, and Multiparyism », British Journal of Political Science, 2002, 25 (3), p. 289-325 ; Tsebelis G., Veto Players : How Political Institutions Work, Princeton University Press, Princeton, NJ, 2000.

    26 Le « winset » d’un statut quo donné z (écrit W (z)) continent toutes les positions de politique publique préférées au statu quo par une majorité (peu importe comment on la définit) d’acteurs.

    27 Le « core » (noyau) contient toutes les positions qui ne peuvent pas être défaites à partir d’une règle de décision donnée.

    28 Notons toutefois que la taille du « win set » et du « core » est une « condition nécessaire mais non suffisante du point de vue de la proximité de la nouvelle politique publique avec le statu quo » (Tsebelis G., « Decision Making in Policital Systems : Veto Players in Presidentialism, Parliamentalism, Multicameralism, and Multipartism », op. cit. p. 32). En effet, même si un grand win set rend possible une politique publique éloignée du statu quo, la nouvelle politique peut aussi voir le jour suite à un changement incrémental.

    29 On remarquera que le core et le win set se comportent presque toujours de manière équivalente, avec un win set déclinant quand le core s’étend et vice versa. (Tsebelis G., « Decision Making in Political Systems : Veto Players in Presidentialism, Parliamentalism, Multicameralism, and Multipartism », op. cit., p. 29)).

    30 Voir notamment Cusack T. R., « Partisan politics and Public Finance : Changes in public spending in the industrialized democracies. 1955-1989 », Public Choice, 1997, 91 (3-4), p. 375-395 ; Cusack T. R., « Partisan Politics and Fiscal Policy », Comparative Political Studies, 2000, 32 (4), p. 464-486).

    31 Roubini N. et Sachs, J. D., « Political and Economic Determinants of Budget Deficits in the Industrial Democracies », op. cit.

    32 Voir Cusack T. R., « Partisan Politics and Fiscal Policy », op. cit.  ; Franzese R. J., Macroeconomics Policies of Developed Democracies., op. cit.

    33 Edin P. A. et Ohlson H., « Political Determinants of Budget Deficits : Coalition Effects versus Minority Effects », in European Economic Review, 1991, 35 (8), 1597-1603.

    34 Voir Haan J. D. et Sturm J. E., « Political and Economic Determinants of OECD Budget Deficits and Government Expenditures : A Reinvestigation », op. cit. ; Haan J. D., Sturm J. E. et Beekuis G., « The Weak Government Thesis : Some New Evidence », Public Choice, 101, p. 163-176 ; Sakamoto T., « Effects of Government Characteristics on Fiscal Deficits in 18 OECD Countries », op. cit.

    35 Voir Alesina A. et Drazen A., « Why are stabilizations delayed ? À political economy model », op. cit.  ; Spoalore E., « Policy Making and Economic Efficiency : Coalition Governments versus Majority Governments », 1993.

    36 Les modèles de guerre d’usure ont été utilisés de manière extensive pour décrire les situations de conflit entre les syndicats et les banques centrales de même qu’entre les dirigeants des politiques budgétaires et monétaires.

    37 Le bénéfice marginal est défini par la probabilité que l’adversaire cède multipliée par la plus grande utilité procurée par une victoire dans la guerre d’usure. Il est important de souligner que chaque parti ne connaît que les coûts induits par le fait de vivre dans une société de plus en plus endettée. Si chacun connaissait le coût de l’attente des autres, il pourrait calculer le temps que les autres sont prêts à attendre avant de faire une concession. La guerre d’usure n’aurait alors pas lieu car le perdant connaîtrait son identité dès le début et cèderait rapidement pour s’épargner les coûts induits par une vie dans une économie détériorée.

    38 Spoalore E., « Policy Making and Economic Efficiency : Coalition Governments versus Majority Governments », op. cit.

    39 Alesina A. et Drazen A., « Why are stabilizations delayed ? A political economy model », op. cit.

    40 Shepsle K. A., « Institutional Arrangements and Equilibrium in Multidimensional Voting Models », American Journal of Political Science, 1999, 23, p. 27-59.

    41 Cet indicateur calcule le déficit budgétaire qui prévaudrait en économie de plein-emploi. De cette manière, l’influence du cycle d’affaire peut être soustrait à l’analyse, de même que les chutes dans les recettes ou les augmentations de dépenses dues à des récessions. Il importe toutefois de noter que cet indicateur n’est pas sans inconvénients. Pour calculer le déficit structurel, il faut estimer le taux de croissance potentiel de l’économie, or celui-ci n’est pas directement observable. Son calcul dépend donc des hypothèses de l’analyste et de la méthodologie employée.

    42 Bien entendu, ce type de définition exclut la possibilité de cycle d’affaire opportuniste. Voir Nordhaus W. D., « The Political Business Cycle », The Review of Economic Studies, 1975, 42 (2), p. 169-190 ; Rogoff K., « Equilibrium Political Budget Cycles », American Economic Review, 1990, 80 (1), p. 21-36. C’est la raison pour laquelle leur impact n’est pas analysé ici.

    43 Alesina A. et Ardagna S, « The Political Economy of Fiscal Adjustments », op. cit., p 469.

    44 Dans la mesure où cette variable est étroitement corrélée avec le fardeau général de la dette, elle n’est pas utilisée dans le modèle empirique même si elle est souvent employée (peut-être de manière discutable) dans la littérature.

    45 Souvenons-nous que dans la définition I, nous n’utilisons pas seulement le déficit structurel, lequel n’a pas de raison d’être affecté par ces phénomènes, mais également les dépenses gouvernementales. Or celles-ci sont affectées par les variations du PIB.

    46 Notons qu’un tel cas n’existe pas dans l’échantillon de pays étudié ici.

    47 Une régression logistique évalue les effets d’une série de variables indépendantes sur la probabilité de tel ou tel événement, ici l’occurrence d’une restriction budgétaire.

    48 Tout test empirique sur des séries chronologiques transversales comporte un certain nombre de pièges. Pour faire face à ces problèmes, quelques ajustements techniques nécessaires doivent être explicités. Voir par exemple Beck N. et Katz J. N., « Nuisance vs. Substance : Specifying and Estimating Time-Series-Cross-Section Models », Political Analysis, 1995, 6 ; Beck N., « Time series-cross-section-data : What have we learnt in the past 5 years ? », Annual Review of Political Science, 2001, 4, p. 271-293. Un problème concerne la possible dépendance temporelle des observations. Le test de Wooldridge relatif aux auto-corrélations indique clairement la présence d’auto-corrélations de premier ordre (voir Wooldridge J., Econometric analysis of cross section panel data, The Mit Press, Massachusetts, 2002). Nous suivons la méthode proposée par Beck et d’autres pour résoudre ce problème. (Voir Beck N., Katz J. N., et Tucker R., « Taking Time Seriously : Time-Series-Cross-Section Analysis with Binary Dependent Variable », American Journal of Political Science, 1998, 42 (4), 1260-1288). Ils notent que les modèles d’analyses de séries chronologiques transversales sont équivalents à des modèles de données temporelles regroupées (« grouped duration data models »). En conséquence, ils proposent d’inclure des variables binaires temporelles qui sont alors analogues aux « risques de base » (« baseline hazards ») dans les modèles de données temporelles regroupées au sens où elles tiennent compte du temps passé depuis le dernier événement. Un test de probabilité confirme clairement le besoin d’inclure ces variables binaires.

    49 Sur ces effets, voir AI C. R. et Norton E. C., « Interaction terms in logit and probit models », in Economics Letters, 2003, 80 (1), p. 123-129.

    50 Voir Pamp O., « Partisan preferences and political institutions : explaining fiscal retrenchment in the European Union », European Political Economy Review, 2008, 8, p. 4-39.

    51 Rotte R. et Zimmermann K. F., « Fiscal restraint and the political economy of EMU », Public Choice, 1998, 94, p. 385-406.

    Le choix rationnel en science politique

    X Facebook Email

    Le choix rationnel en science politique

    Ce livre est diffusé en accès ouvert freemium. L’accès à la lecture en ligne est disponible. L’accès aux versions PDF et ePub est réservé aux bibliothèques l’ayant acquis. Vous pouvez vous connecter à votre bibliothèque à l’adresse suivante : https://freemium.openedition.org/oebooks

    Suggérer l’acquisition à votre bibliothèque Acheter ce livre aux formats PDF et ePub

    Si vous avez des questions, vous pouvez nous écrire à access[at]openedition.org

    Le choix rationnel en science politique

    Vérifiez si votre bibliothèque a déjà acquis ce livre : authentifiez-vous à OpenEdition Freemium for Books.

    Vous pouvez suggérer à votre bibliothèque d’acquérir un ou plusieurs livres publiés sur OpenEdition Books. N’hésitez pas à lui indiquer nos coordonnées : access[at]openedition.org

    Vous pouvez également nous indiquer, à l’aide du formulaire suivant, les coordonnées de votre bibliothèque afin que nous la contactions pour lui suggérer l’achat de ce livre. Les champs suivis de (*) sont obligatoires.

    Veuillez, s’il vous plaît, remplir tous les champs.

    La syntaxe de l’email est incorrecte.

    Référence numérique du chapitre

    Format

    Pamp, O. (2009). 8. Expliquer la baisse des dépenses publiques dans l’Union Européenne. Prise de décision rationnelle et contraintes institutionnelles. In M. Delori, D. Deschaux-Beaume, & S. Saurugger (éds.), & M. Delori (trad.), Le choix rationnel en science politique. Rennes: Presses universitaires de Rennes. https://doi.org/10.4000/books.pur.11992
    Pamp, Oliver. « 8. Expliquer la baisse des dépenses publiques dans l’Union Européenne. Prise de décision rationnelle et contraintes institutionnelles ». In Le choix rationnel en science politique, édité par Mathias Delori, Delphine Deschaux-Beaume, et Sabine Saurugger, traduit par Mathias Delori. Rennes: Presses universitaires de Rennes, 2009. doi:10.4000/books.pur.11992.
    Pamp, Oliver. « 8. Expliquer la baisse des dépenses publiques dans l’Union Européenne. Prise de décision rationnelle et contraintes institutionnelles ». Le choix rationnel en science politique, édité par Mathias Delori et al., traduit par Mathias Delori, Presses universitaires de Rennes, 2009, https://doi.org/10.4000/books.pur.11992.

    Référence numérique du livre

    Format

    Delori, M., Deschaux-Beaume, D., & Saurugger, S. (éds.). (2009). Le choix rationnel en science politique. Rennes: Presses universitaires de Rennes. https://doi.org/10.4000/books.pur.11964
    Delori, Mathias, Delphine Deschaux-Beaume, et Sabine Saurugger, éd. Le choix rationnel en science politique. Rennes: Presses universitaires de Rennes, 2009. doi:10.4000/books.pur.11964.
    Delori, Mathias, et al., éditeurs. Le choix rationnel en science politique. Presses universitaires de Rennes, 2009, https://doi.org/10.4000/books.pur.11964.
    Compatible avec Zotero Zotero

    1 / 3

    Presses universitaires de Rennes

    Presses universitaires de Rennes

    • Mentions légales
    • Plan du site
    • Se connecter

    Suivez-nous

    • Flux RSS

    URL : http://www.pur-editions.fr

    Email : pur@univ-rennes2.fr

    Adresse :

    2, avenue Gaston Berger

    CS 24307

    F-35044

    Rennes

    France

    OpenEdition
    • Candidater à OpenEdition Books
    • Connaître le programme OpenEdition Freemium
    • Commander des livres
    • S’abonner à la lettre d’OpenEdition
    • CGU d’OpenEdition Books
    • Accessibilité : partiellement conforme
    • Données personnelles
    • Gestion des cookies
    • Système de signalement