La consommation sensible aux variations de revenu, même sur le court terme

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Le schéma keynésien d'une élasticité unitaire de long terme entre consommation et revenu est confirmé par leur progression semblable de 1959 à 1994, d'un taux moyen de 3,6 % l'an. Mais, sur courte période, les évolutions ne sont pas aussi parallèles. Ainsi, de 1982 à 1987, la consommation des ménages dépasse la stricte progression de leur pouvoir d'achat. La situation s'inverse de 1986 à 1993. Le lien entre consommation et revenu demeure d'ailleurs controversé. Sur données individuelles, le modèle de référence met en scène un consommateur en univers intertemporel et marché financier parfait qui ne doit pas réagir aux évolutions de court terme de son revenu. Pourtant, de nombreuses estimations concluent à un rôle non négligeable du revenu courant. En 1994, l'élasticité de la consommation au revenu courant est de 0,6, élasticité obtenue sur coupe instantanée. Un suivi temporel de consommateurs sur quatre enquêtes successives (1979, 1984, 1989, 1994) montre un grand parallélisme entre consommation et revenu, ce qui contredit les prédictions du modèle de cycle de vie. Cependant, ces évolutions pourraient retracer surtout la variation de la taille des ménages avec le vieillissement. La correction de cette variabilité n'empêche pas le maintien d'un parallélisme, bien que moins net, entre consommation et revenu. Diverses variantes économétriques confirment les ordres de grandeur de l'analyse descriptive. L'élasticité de la consommation au revenu paraît encore excessive au vu des modèles qui justifient la volonté des consommateurs de lisser la consommation par rapport aux fluctuations du revenu courant. Ceci renforce la vision d'un consommateur certes prudent, enclin à épargner sur son revenu courant pour faire face aux aléas futurs, mais également impatient.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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CONSOMMATION
La consommation sensible
aux variations de revenu,
même sur le court terme
Stéfan Le schéma keynésien d’une élasticité unitaire de long terme entre consommation
Lollivier* et revenu est confirmé par leur progression semblable de 1959 à 1994, d’un taux
moyen de 3,6 % l’an. Mais, sur courte période, les évolutions ne sont pas aussi
parallèles. Ainsi, de 1982 à 1987, la consommation des ménages dépasse la stricte
progression de leur pouvoir d’achat. La situation s’inverse de 1986 à 1993.
Le lien entre consommation et revenu demeure d’ailleurs controversé. Sur
données individuelles, le modèle de référence met en scène un consommateur
en univers intertemporel et marché financier parfait qui ne doit pas réagir
aux évolutions de court terme de son revenu. Pourtant, de nombreuses estimations
concluent à un rôle non négligeable du revenu courant.
En 1994, l’élasticité de la consommation au revenu courant est de 0,6,
élasticité obtenue sur coupe instantanée. Un suivi temporel de consommateurs
sur quatre enquêtes successives (1979, 1984, 1989, 1994) montre un grand
parallélisme entre consommation et revenu, ce qui contredit les prédictions
du modèle de cycle de vie. Cependant, ces évolutions pourraient retracer
surtout la variation de la taille des ménages avec le vieillissement.
La correction de cette variabilité n’empêche pas le maintien d’un parallélisme,
bien que moins net, entre consommation et revenu.
Diverses variantes économétriques confirment les ordres de grandeur de l’analyse
*Stéfan Lollivier est chef descriptive. L’élasticité de la au revenu paraît encore excessive
du département des Prix au vu des modèles qui justifient la volonté des consommateurs de lisser
à la consommation, res-
sources et conditions la consommation par rapport aux fluctuations du revenu courant. Ceci renforce la
de vie des ménages de
vision d’un consommateur certes prudent, enclin à épargner sur son revenul’Insee.
L’auteur remercie F. Gar- courant pour faire face aux aléas futurs, mais également impatient.
des, N. Herpin, J.-M.
Robin et D. Verger ainsi
que deux rapporteurs a consommation des ménages représente sur la consommation ont donc largement ali-
anonymes pour leurs re- L la majeure partie de la demande adressée à menté la littérature économique.
marques.
l’économie et contribue souvent fortement à sa
croissance (cf. tableau 1). La façon dont elle Historiquement, deux types d’approches se
Les noms et dates entre réagit aux variations du pouvoir d’achat consti- sont opposés. La première se réfère au modèle
parenthèses renvoient à
tue une information précieuse pour comprendre keynésien traditionnel, selon lequel croissancela bibliographie en fin
d’article. et mieux appréhender son évolution. Les études de la consommation et du revenu courant sont
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5 181Tableau 1
Évolution de la consommation et du PIB (aux prix de 1980)
En % annuels
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997
Produit intérieur brut 2,5 0,8 1,2 - 1,3 2,8 2,1 1,6 2,3
Consommation finale des ménages 2,7 1,4 1,4 0,2 1,4 1,7 2,0 0,9
Source : Comptes de la Nation, Insee, 1997.
étroitement liées. Ces travaux, généralement tôt keynésien, soit conformément au modèle de
conduits sur séries temporelles, utilisent des cycle de vie (Carroll, 1992).
variantes du modèle keynésien, quitte à lisser le
revenu sur une période pluriannuelle (Fried- Les travaux récents visent précisément à mettre
mann, 1957). La seconde approche renvoie au en évidence de tels comportements. Cependant,
modèle de cycle de vie dans lequel les dépenses très peu d’études portent sur les données fran-
de consommation résultent d’un arbitrage in- çaises. Celles-ci sont particulièrement pauvres
tertemporel intégrant les évolutions du revenu par rapport à celles des pays anglo-saxons. En
sur le cycle de vie et sont peu sujettes aux varia- effet, les États-Unis disposent de panels longs
tions du revenu courant (Brumberg et Modi- de consommateurs, qui se prêtent bien à l’esti-
gliani, 1954). Ces derniers modèles sont mation de comportements individuels. Pour sa
généralement estimés sur données individuel- part, le Royaume-Uni dispose d’une enquête
les. Les débats anciens ont été ravivés depuis annuelle sur les consommations des ménages,
une dizaine d’années par la mise au point de qui fournit des données depuis les années 70
nouveaux modèles qui décrivent les comporte- (Blundell, Browning et Meghir, 1994). En
ments dynamiques dérivés des préférences au France, la seule source sur la consommation
moyen d’équations d’Euler (voir la présenta- dans son ensemble est constituée par une en-
tion de D. Echevin sur les nouvelles approches quête quinquennale sur les budgets auprès d’un
des comportements d’épargne et de consomma- échantillon limité (10 000 à 15 000 ménages).
tion, dans ce numéro). La résolution de ces der- Il n’est donc pas possible de se livrer à des in-
nières par des méthodes de simulation vestigations équivalentes à celles des pays an-
numérique est rendue possible avec la crois- glo-saxons, et notamment de préciser
sance des puissances de calcul. L’apport de ces l’influence des taux d’intérêt. Le présent travail
modèles est de fournir une sorte de synthèse en- se propose d’éclairer le débat dans le cas fran-
tre les deux approches antérieures, puisque se- çais en fournissant des évaluations inédites,
lon les circonstances, les consommateurs mais avec des ambitions beaucoup plus modes-
peuvent se comporter soit selon un schéma plu- tes que celles des auteurs anglo-saxons, compte
tenu des données disponibles.
Tableau 2 Un comportement keynésien
Significativité des variables explicatives de surlelongterme
la consommation totale
Sur longue période, les données de Comptabili-
Variable Type II SS Fischer
té nationale confirment que consommation et
revenu des ménages présentent des évolutionsType de ménage 122 85
analogues. Selon celles-ci, la consommation enHabiter l’Île-de-France 17 84
volume, comme le pouvoir d’achat du revenu
Profession 14 16
disponible brut, ont augmenté à un taux moyen
Diplôme 45 36
de 3,6 % l’an de 1959 à 1994 (Abramovici,
Âge 51 10
1996). En d’autres termes, les données compta-
Revenu 284 154
bles s’accordent avec le schéma keynésien tra-
ditionnel d’une élasticité unitaire de long terme
Lecture : la statistique « Type II SS » indique la réduction de la
entre consommation et revenu en valeurs réel-somme des carrés des résidus lorsque la variable (sous la forme
d’un ensemble de variables muettes) est introduite en dernier dans les. Un tel parallélisme se retrouve d’ailleurs
le modèle. La dernière colonne fournit la statistique de Fischer asso- dans la plupart des pays de l’OCDE. Il n’est pas
ciée, utilisée pour juger de la significativité de la variable.
le fait du hasard et correspond à une conditionSource : enquêtes Budget de Famille, 1979, 1984, 1989 et
1994, Insee. d’équilibre à long terme de la croissance qui
182 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5fait intervenir le stock de capital et le jeu des men d’une telle enquête en coupe permet de se
taux d’intérêt (Carroll, 1992). En effet, si la convaincre de la prééminence du revenu dans les
consommation croissait durablement plus vite choix de consommation (Bayet et al., 1991). Ain-
que le revenu, ceci se traduirait par une diminu- si, dans l’enquête de 1994, la consommation est
tion du stock de capital et par un accroissement multipliée par un facteur de plus de quatre entre le
des taux d’intérêt. Ce dernier entraînerait un ra- premier et le dernier décile de revenu (cf. gra-
lentissement de la consommation, donc une ac- phique I). Des outils plus sophistiqués confir-
célération de l’épargne contribuant à ment cette prééminence. Parmi les cinq critères
reconstituer le stock de capital. De ce fait, sur le essentiels que sont l’âge, le diplôme, le type de
long terme, consommation et revenu ne peu- métier de la personne de référence, le type de
vent que croître à un rythme équivalent. ménage et le revenu du ménage, ce dernier ap-
paraît de loin comme le plus discriminant.
Ceci n’interdit pas des divergences dans le L’utilisation d’un modèle d’analyse de va-
rythme de croissance sur des intervalles de riance, qui vise cette fois à mesurer l’effet des
temps moins longs. Ainsi, en France, de 1982 à variables « toutes choses égales par ailleurs »
1987, les ménages ont accru leur consomma- confirme la primauté du pouvoir explicatif du
tion davantage que ne le laissait prévoir la revenu, loin devant le type de ménage ou la lo-
stricte progression de leur pouvoir d’achat. La calisation géographique, des variables telles
situation s’est inversée par la suite, de 1986 à que l’âge ou le diplôme étant encore moins
1993. On sait en outre que les liens entre les discriminantes (cf. tableau 2).
deux agrégats sont encore plus difficiles à ana-
lyser sur courte période. Le taux d’épargne, qui La comparabilité entre les enquêtes et les don-
rend compte des divergences dans l’évolution nées comptables n’est qu’approchée, puisque le
des deux variables, est assez fluctuant. Il dé- champ de l’enquête ne couvre que partielle-
pend du contexte financier (inflation, taux d’in- ment celui de la consommation dans la Comp-
térêt), de la situation sur le marché du travail et tabilité nationale (voir l’article de C. Loisy dans
parfois des anticipations des ménages en termes ce numéro), mais aussi parce que l’enquête ne
de niveau de vie futur (Bonnet et Leclerc, 1996). collecte que les valeurs correspondant aux dé-
Au total, si sur le long terme la consommation penses et non les volumes comme dans la statis-
s’adapte sur le revenu, les évolutions sur courte tique comptable. Néanmoins, sur moyenne
ou moyenne période ont peu de chances de faire période (cinq ans entre deux enquêtes), la con-
apparaître un parallélisme aussi strict. sommation et le revenu réels par ménage évo-
luent dans le même sens, mais dans des
proportions qui varient notablement d’un cou-
Les données individuelles confirment ple d’enquêtes au suivant. Si l’on considère, en
l’importance du revenu effet, l’ensemble des ménages et les trois
sous-périodes décrites par les quatre enquêtes
Une autre façon d’appréhender les liens entre disponibles (1979,1984,1989,1994), la consom-
consommation et revenu consiste à utiliser des mation s’est accrue dans des proportions varia-
enquêtes en coupe instantanée, comme l’en- bles par rapport au revenu (cf. graphique II). De
quête sur les budgets familiaux. Le simple exa- ce fait, l’élasticité apparente évolue de façon
Graphique I Graphique II
Consommation en 1994 Évolution de la consommation et du revenu
selon le décile de revenu par ménage
Source : enquêtes Budget de Famille, 1979, 1984, 1989 et 1994,In-
Source : enquête Budget de Famille, 1994, Insee.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5 183assez irrégulière : environ 0,59 entre 1979 et tion réagit au revenu demeure un thème de con-
1984, 1,75 entre 1984 et 1989 et 0,63 entre troverse entre économistes ou économètres.
1989 et 1994. Plus que le schéma keynésien ou ses exten-
sions, le cadre de référence est, sur données in-
dividuelles, celui du consommateur en univers
Un consommateur prospectif intertemporel et marché financier parfait. Sur
son cycle de vie, le optimise son
Comme pour les séries agrégées, les modèles plan de consommation en fonction de sa chroni-
de consommation testés sur données indivi- que de revenu et de ses préférences, notamment
duelles renvoient au comportement microéco- la préférence pour le présent. En environne-
nomique des agents. Par rapport aux séries ment certain, une des prédictions du modèle est
chronologiques, les données individuelles pré- précisément que la consommation ne doit pas
sentent une variabilité accrue, qui permet de réagir aux évolutions de court terme du revenu.
tester des hypothèses plus fines prenant en C’est pourquoi bon nombre de travaux écono-
compte une certaine hétérogénéité des préfé- métriques se sont penchés sur l’absence d’une
rences. Cependant, la façon dont la consomma- telle influence. Pourtant, le résultat est souvent
Graphique III
Revenu et consommation par ménage selon la génération de la personne de référence
A -
B - Consommation
Construction : à partir des quatre courbes de revenu par classe d’âge (de cinq ans chacune), issues des enquêtes sur les budgets fami-
liaux, on a joint les points représentant les mêmes générations, décalés de cinq ans également. La génération 1956-1960 avait 20-24
ans en 1979 et avait un revenu de 111 000 F ; en 1994 elle avait 35-39 ans et un revenu de 172 000 F.
Source : enquêtes Budget de Famille, 1979, 1984, 1989 et 1994, Insee.
184 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5peu conforme à la théorie, de nombreuses esti- leurs consommations. Au cours de la période,
mations concluant à un rôle non négligeable les générations se sont partiellement renouve-
joué par le revenu courant (excess sensivity of lées. Aux plus anciennes, disposant de revenus
consumption growth to income growth). modestes, se sont substituées des générations
plus récentes, bénéficiant de ressources plus
Si l’on considère l’enquête de 1994, un modèle élevées (cf. graphique III-A). En effet, pour les
linéaire, expliquant le logarithme de la con- personnes nées jusqu’en 1940, plus la génération
sommation par le logarithme du revenu, mais est récente, et plus elle perçoit, à âge donné, un re-
aussi le diplôme et l’âge (sous forme quadrati- venu élevé (Insee, 1996). En revanche, pour les
que) de la personne de référence et la taille du générations nées dans l’après-guerre et jusqu’à
ménage, fait apparaître une élasticité assez éle- la fin des années 60, le renouvellement se tra-
vée de la consommation au revenu courant de duit, à âge donné, par un pouvoir d’achat sensi-
l’ordre de 0,6. En d’autres termes, entre deux blement équivalent. Les disparités en termes de
ménages de composition analogue, pour les- revenu se retrouvent assez fidèlement en ma-
quels la personne de référence a le même âge et tière de consommation par ménage (cf. graphi-
le même diplôme, un écart de revenu de 1 % se que III-B). En particulier, les générations les
traduit par un écart de consommation de 0,6 %, plus anciennes ont été remplacées, au cours de
ce qui suggère une sensibilité plutôt élevée. la période, par des générations qui, à âge donné,
Pourtant, la présence, parmi les variables expli- consommaient davantage. Au total, le suivi
catives, de l’âge et du diplôme, principaux dé- temporel de telles cohortes montre un grand pa-
terminants du capital humain, neutralise en rallélisme entre les courbes retraçant la consom-
grande partie l’influence du revenu attendu par mation et le revenu, ce qui contredit « à vue » les
le ménage, compte tenu de ses caractéristiques, prédictions de la théorie du cycle de vie.
ou en d’autres termes constitue un proxy rai-
sonnable de son revenu permanent. Ceci étant,
Un parallélisme trompeur entre leraisonner à partir d’une coupe instantanée n’est
pas exempt de reproches. En effet, la coupe ins- revenu et la consommation des cohortes
tantanée ne permet de mesurer que des écarts de
consommations entre ménages différents dont Cependant, une telle comparaison est particu-
les revenus sont distincts. À aucun moment, la lièrement pernicieuse car elle retrace avant tout
dimension dynamique n’apparaît. L’élasticité la variation de la taille des ménages au cours de
statique ne serait comparable à l’élasticité dy- leur cycle de vie. En effet, contrairement aux
namique que si de nombreuses hypothèses individus, les ménages sont des unités statisti-
étaient vérifiées, stationnarité des générations, ques qui se prêtent mal à un suivi temporel. Ou-
mais aussi identité des préférences condition- tre le fait que la personne de référence peut
nellement aux variables explicatives introdui- changer, leur taille varie en fonction des cir-
tes dans le modèle. Sinon, la présence d’effets constances démographiques, comme les maria-
de génération mais aussi l’hétérogénéité des ges, naissances, ou départs d’enfants, qu’il est
goûts peuvent introduire un biais dans la me- nécessaire de prendre en compte dans l’analyse
sure en coupe instantanée, rendant la comparai- des déterminants. D’autre part, au cours de la
son inadéquate. Pour obtenir des évaluations période, la taille des ménages dans la popula-
pertinentes, il faut suivre les consommateurs au tion totale tend à se réduire au fur et à mesure du
cours du temps, mesurer l’impact de leurs varia- renouvellement des générations. Le niveau de
tions de revenu sur leur consommation, et par con- vie moyen croît alors plus vite que le revenu,
séquent disposer de données de panel. En France, sans que la résultante sur la consommation soit
comme dans de nombreux pays, on ne collecte pas claire. Le surcroît de pouvoir d’achat tend à
de telles données longitudinales sur la consomma- augmenter la consommation, mais la réduction
tion. Cependant, le fait de disposer d’enquêtes ré- de la taille des ménages tend à la réduire. Les
pétées permet de constituer des cohortes, données britanniques sur les budgets condui-
c’est-à-dire de réaliser un suivi temporel de con- sent pratiquement aux mêmes profils de cour-
sommateurs agrégés (Voir la présentation de bes que les données françaises. Cependant,
F. Gardes sur les apports des données de panels et selon Attanasio et Browning (1995) , le fait de
pseudo-panels dans ce numéro). corriger, entre autres, la consommation des va-
riations démographiques au cours du cycle de
Un moyen habituel de constituer des cohortes vie permet d’aboutir à une courbe de consom-
est de regrouper les ménages selon la date de mation beaucoup plus plate. Moyennant des
naissance de leur personne de référence, et de hypothèses de flexibilité des fonctions d’utilité,
réaliser un suivi temporel de leurs revenus et de ils en concluent à un rejet de l’hypothèse de
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5 185« sensibilité excessive », donc plutôt à une vali- ment la taille des ménages. On vérifie enfin que
dation de la théorie du cycle de vie. Sur données les générations les plus anciennes ont, à âge
françaises, un moyen simple de corriger cette équivalent, des niveaux de consommation et de
variabilité de composition consiste à raisonner vie moindres que leurs cadettes. Cependant, pra-
par unité de consommation. Ce moyen est insa- tiquement aucune des générations considérées
tisfaisant puisqu’il repose sur le choix d’une n’a vu son niveau de vie reculer au cours de la pé-
échelle d’équivalence s’appliquant à tous, hypo- riode, notamment celles qui dépassaient l’âge de
thèse dont on sait qu’elle est fort discutable. Il la retraite. Au total, le parallélisme entre l’évolu-
permet cependant de visualiser l’évolution du re- tion de la consommation et celle du revenu paraît
venu et de la consommation des cohortes à taille moins net que sur les données non corrigées, mais
« contrôlée ». Si l’on adopte cette convention, demeure cependant beaucoup plus visible que sur
l’amplitude des profils selon l’âge diminue forte- les données britanniques (1).
ment (cf. graphiques IV). En revanche, les effets
de génération subsistent, voire s’amplifient. Ceci
est en partie dû au fait que les générations récen-
1. Dans leurs travaux, Attanasio et Browning se restreignaienttes ont moins d’enfants que leurs aînées et donc, à
au champ des couples d’actifs salariés, et se limitaient à larevenu analogue, un niveau de vie accru. Elles
consommationhorsbiensdurables.Surlesdonnéesfrançaises,
présentent en outre une propension au divorce ces restrictions ne modifient pas notablement la dépendance
vis-à-vis du revenu (voir supra).plus élevée, qui conduit à réduire mécanique-
Graphique IV
Revenu et consommation par unité de consommation selon la génération de la personne de référence
A - Revenu
B - Consommation
Construction : voir le graphique III.
Source : enquêtes Budget de Famille, 1979, 1984, 1989 et 1994, Insee.
186 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5partir de caractéristiques invariables au coursUne estimation plus précise
du temps. Celles-ci doivent être suffisamment
Aller au-delà nécessite une investigation éco- nombreuses pour permettre d’ajuster un mo-
nométrique afin de neutraliser plus efficace- dèle satisfaisant, mais suffisamment peu nom-
ment les effets de structure susceptibles breuses pour que la taille de chacune d’elles
d’introduire des biais dans les estimations des assure un bonne représentativité. Dans la prati-
élasticités, et notamment les effets démogra- que, on choisit en général l’année de naissance
phiques. Mais on ne dispose pas de la richesse et le diplôme pour constituer ces cohortes. Mais
des données anglo-saxonnes puisque chaque ceci ne permet pas de prendre en compte les
cohorte n’est représentée que par quatre points. changements de taille au cours du cycle de vie,
Il est, par exemple, totalement impossible de dont on a vu l’importance précédemment. Se
prendre en compte l’influence des taux d’inté- ramener aux grandeurs par unité de consomma-
rêt, malgré l’importance que ce point revêt dans tion ne constitue qu’un palliatif insatisfaisant
les débats entre théoriciens. En outre, la nature puisqu’il fait reposer les résultats sur le choix
même de la source rend l’estimation elle-même particulier d’une échelle d’équivalence. La
très délicate, comme le prouve une abondante seule solution consiste à prendre quelques li-
littérature traitant du sujet (Deaton, 1985 ; Ver- bertés avec l’orthodoxie économétrique et tenir
beek, 1992). L’idéal consisterait en effet à sui- explicitement compte de la taille dans la strati-
vre les mêmes ménages à plusieurs dates et à fication (cf. encadré). Opérer sur un jeu de va-
observer leur consommation annuelle. Mais ni riantes et porter un jugement au vu de ces
l’une ni l’autre de ces deux possibilités ne sont dernières permet néanmoins de tester la sensi-
offertes. En premier lieu, la technique de col- bilité des résultats aux hypothèses.
lecte par carnet ne fournit au niveau individuel
qu’une information assez médiocre sur la con-
sommation du ménage. Il faut regrouper les ob- Peu d’effets de cohorte
servations par strates pour obtenir des
informations pertinentes sur la consommation Les différentes variantes économétriques con-
(cf. encadré). D’autre part, chaque enquête est firment les ordres de grandeur obtenus précé-
réalisée sur des échantillons indépendants, ce demment dans l’analyse descriptive, mais les
qui signifie que l’on ne suit pas les mêmes mé- affinent en prenant plus précisément en compte
nages au cours du temps. On a vu que la bonne les variables de taille et la dimension longitudi-
technique consistait à constituer des cohortes à nale (cf. tableau 3). En outre, le même modèle
Tableau 3
Élasticités-revenu de la consommation totale
Strate Type Variable Par ménage Par U. C.
Génération Totale Âge, diplôme 0,76 0,86
*Diplôme Intra Âge 0,66 0,67
Génération Totale Âge, diplôme 0,77 0,69
*Diplôme Intra Âge 0,76 0,68
* Revenu Totale Âge, diplôme, taille 0,61 0,59
* Taille Intra Âge, taille 0,60 0,58
Coupe 79 Âge, diplôme, taille 0,60 0,57
Coupe 84 Âge, diplôme, taille 0,60 0,58
Coupe 89 Âge, diplôme, taille 0,67 0,66
Coupe 94 Âge, diplôme, taille 0,55 0,54
Non linéaire Coupe 94 Âge, diplôme, taille 0,57
Lecture : ce tableau présente l’élasticité-revenu de la consommation selon différentes variantes. La colonne « par ménage » se rapporte
aux consommations et revenu par ménage. La colonne « par U.C. » retrace les élasticités de la consommation par unité de consomma-
tion par rapport au revenu par unité de consommation. Les Student de ces coefficients sont largement supérieurs à 2.
Les différentes lignes représentent les différentes variantes. Les deux premières se rapportent à une stratification élémentaire par gé-
nération et diplôme, les huit suivantes à une stratification plus fine. La dernière ligne fournit l’élasticité transversale calculée en 1994
sans aucune stratification au moyen d’un modèle non linéaire de la forme y = exp(Xb)+ u. Elle est à comparer à celle de la ligne précé-
dente. Les élasticités longitudinales se lisent sur les lignes « intra ».
Source : enquêtes Budget de Famille, 1979, 1984, 1989 et 1994, Insee.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5 187comportant les mêmes variables explicatives es- qu’imparfaite, même si elle améliore la visibili-
timé sur la stratification de base (génération et di- té dans l’élaboration de graphiques. Au total, au
plôme) ou une stratification plus fine fournit des vu des résultats, l’élasticité-revenu corrigée de
résultats assez voisins. Ceci relativise l’impor- la taille paraît assez proche de 0,6.
tance des biais évoqués notamment par Deaton
(1985) et susceptibles d’apparaître avec l’utilisa- Enfin, et c’est probablement le résultat le plus
tion d’une stratification trop détaillée regroupant inattendu, les élasticités-revenu paraissent as-
des effectifs trop peu nombreux. On vérifie enfin sez voisines, que l’on raisonne en coupe ou sur
l’intuition d’Attanasio et Browning confortée par cohorte. Ceci signifie que les évolutions dyna-
l’analyse graphique : la prise en compte de la taille miques sont assez similaires aux mesures de
du ménage diminue significativement l’élasticité- statique comparative ; si une année donnée un
revenu apparente par rapport aux ajustements non ménage B dispose d’un revenu supérieur de
corrigés de cette taille. 1 % à un ménage A de même âge et même com-
position, sa consommation est d’environ 0,6 %
Une prise en compte explicite, dans le modèle, plus élevée. Si maintenant, toutes choses égales
de la taille du ménage paraît en outre indispen- par ailleurs, ce ménage B voit son revenu croî-
sable : son introduction, même dans les modè- tre de 1 %, alors sa consommation augmentera
les avec variables de consommation et de aussi de 0,6 %. Les enquêtes étant éloignées de
revenu corrigées des unités de consommation, cinq années, rien ne permet de dire que cet ajus-
conduit à une baisse encore sensible des élasti- tement sera instantané. Néanmoins, au bout
cités-revenu. Cela signifie que la correction ap- d’un certain temps, la hausse de consommation
portée par les échelles d’équivalence n’est sera bien de 0,6 %.
Encadré
ÉCONOMÉTRIE DES CONSOMMATIONS EN COUPE INSTANTANÉE
L’exploitation économétrique des enquêtes sur les respondent exactement aux variables explicatives
budgets des ménages est complexe du fait de la (tranche d’âge, diplôme, etc.), les résultats sont
technique de collecte utilisée. En effet, pour dispo- identiques (par construction) avec les estimateurs
ser de la consommation annuelle, certaines des moindres carrés ordinaires appliqués aux don-
dépenses sont relevées au travers d’habitudes nées individuelles (à condition de n’observer que
d’achats ou de questions rétrospectives. La dépense des consommations positives dans un modèle loga-
correspond alors à celle qu’effectue le ménage au rithme). Si les variables explicatives sont plus
cours de l’année. En revanche, certains autres pos- nombreuses que les variables de stratification, cer-
tes sont relevés au moyen d’un carnet de dépenses. taines apparaissent sous la forme de moyennes (ou
Ce dernier concerne une période de quinze jours, ex- de proportions pour les variables muettes) dans
trapolée à l’année par règle de trois. Compte tenu des l’équation estimée. L’expérience montre qu’une stra-
habitudes d’approvisionnement du ménage, tous les tification trop regroupée ne permet pas d’estimer de
biens achetés au cours de l’année ne sont pas néces- façon satisfaisante les coefficients relatifs à ces der-
sairement présents au cours de la période de relevé. nières variables. De fait, on peut aboutir à des
Les biens absents se voient imputer une dépense résultats contre-intuitifs (consommation totale dimi-
nulle, alors que les biens relevésfontl’objet d’une ex- nuant avec la taille). Dans l’étude, on a préféré
trapolation à l’année. De ce fait, pour un ménage choisir un nombre limité de variables explicatives essen-
donné,les dépenses disponibles dans l’enquête ne tielles et faire en sorte que les variables de
correspondent pas aux dépenses annuelles. stratification correspondent à ces variables exogè-
nes, tels l’âge, le diplôme, la taille du ménage. Le
Si l’on admet, comme la plupart des auteurs, que les revenu étant une variable continue, on a stratifié sur
habitudes d’achat sont assez homogènes entre mé- la variable qualitative de dépassement ou non de la
nages, on est conduit à construire des médiane.
consommations moyennes (par postes) sur différen-
tes strates de la population. Les absences et On s’est enfin assuré de la stabilité des coefficients à
présences des biens dans les carnets se compen- la stratification retenue en réalisant un grand nombre
sant sur une population suffisante de ménages, on de variantes non reprises dans l’étude. Une certaine
peut ainsi calculer des dépenses moyennes par ca- validation a été effectuéeaumoyen d’un modèle non
tégorie ; l’essentiel des publications utilisent cette linéaire, estimé sur les données individuelles.
méthode.
Économétrie sur pseudo-panels
Par analogie, l’économétrie sur les dépenses est fré-
quemment réalisée à partir de moyennes résultant Les enquêtes sur les budgets des ménages ne per-
d’une stratification, en mettant en place une correc- mettent pas de disposer de données de panel
tion pour l’hétéroscédasticité mécaniquement puisqu’aucun suivi temporel des ménages n’est réa-
introduite. Lorsque les variables de stratification cor- lisé. En revanche, les enquêtes sont répétées tous
188 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325-325, 1999 - 4/5des difficultés. Pour un certain nombre de mé-Une sensibilité importante de la
nages, ces revenus paraissent assez sous-esti-consommation par rapport au revenu
més par rapport aux consommations, mais aussi
Au total, la réactivité de la consommation au re- par rapport à ce que l’on pourrait attendre au vu
venu courant parait forte, même si elle est un des caractéristiques sociodémographiques. Les
peu réduite lorsqu’on la contrôle de la démo- raisons sont sans doute multiples. Au-delà de
graphie du ménage. L’estimation demeure ce- mauvaises déclarations toujours possibles, les
pendant entachée de quelques imperfections. périodes de référence pour les consommations
En premier lieu, on ne dispose pas, dans les en- et les revenus ne coïncident pas nécessaire-
quêtes, du revenu permanent. Même si le di- ment, la première étant l’année en cours, la se-
plôme et l’âge, introduits parmi les variables conde l’année précédente. Si cet écart n’est pas
explicatives, en approchent certains effets, il trop gênant pour les situations stables, il l’est
demeure une partie plus individuelle corrélée davantage pour les situations transitoires (in-
avec le revenu courant (qualités inobservables, sertion des jeunes notamment). La sous-évalua-
etc.). De ce fait, une prise en compte conjointe tion de certains revenus a cependant plutôt pour
du revenu permanent et du revenu courant se- conséquence de minorer la valeur de l’élastici-
rait de nature à minorer l’influence de ce der- té : si l’on redresse davantage ces « bas reve-
nier. En second lieu, la mesure du revenu dans nus », l’élasticité tend à s’accroître (2).
l’enquête peut poser problème lorsque l’on
s’intéresse aussi finement aux comportements
de consommation. On sait par ailleurs que la
variable est globalement de bonne qualité. Les
revenus collectés dans les enquêtes sur les bud- 2. Les revenus très atypiques ont déjà fait l’objet d’un
redressement. Dans un modèle économétrique prenant engets fournissent des résultats analogues à ceux
compte les principaux critères sociodémographiques, lorsquedes sources fiscales, que ce soit en coupe ins-
le résidu dépasse deux écarts-type envaleurabsolue,lerevenu
tantanée ou en évolution (Insee, 1995). Cepen- est remplacé par son espérance. Le fait de réduire l’intervalle de
confiance conduit à accroître l’élasticité revenu.dant, l’appréciation des bas revenus soulève
les cinq ans, mais sur des échantillons différents. où y par exemple est la moyenne de la variablect
Ceci permet, sous certaines hypothèses de réaliser sur la cohorte à la date t. Lorsque la taille de la co-
un suivi temporel des comportements. Considérons horte est grande, une hypothèse raisonnable est de
en effet le modèle linéaire suivant : supposer constant au cours du temps. Auquelct
y = x b + + u t =1,... cas on peut montrer que l’estimateur intra appliquéit it i it
oùi est l’indice de l’individu. aux données sur cohortes conduit à un estimateur
convergent de b.
On dispose d’un ensemble de coupes instantanées
indépendantes. Si les paramètres individuels ne Le problème est ainsi résolu théoriquement. Dansi
sont pas corrélés avec les variables explicatives, la les faits, les variables suffisamment permanentes
procédure d’estimation est simple. Il suffit d’empiler pour pouvoir contribuer à définir les cohortes sont
les différentes enquêtes et de réaliser une estima- peu nombreuses. Dans l’étude, on a retenu la date
tion par les moindres carrés ordinaires, en de naissance (en classes quinquennales) et le di-
considérant + u comme terme d’erreur. Le seul plôme en six positions. L’estimation réalisée à partiri it
inconvénient, outre la perte d’efficacité par rapport à de cette stratification correspond aux deux premières
un panel, est que les termes ne peuvent être lignes du tableau 3. Mais comme précédemment,i
identifiés. cette technique ne permet pas de tenir compte de la
taille du ménage, sauf à introduire des variables
Malheureusement, les effets individuels sont fré- agrégées correspondant aux proportions selon les
quemment corrélés avec les variables explicatives, tailles dans chacune des cohortes. En conservant la
de sorte que la procédure précédente conduit à des même définition des cohortes (et donc leur nombre
estimateurs non convergents. Sur données de panel, d’observations), on a réalisé une stratification un
le problème est résolu aisément grâce à l’utilisation peu plus fine prenant en compte la taille du ménage
de l’estimateur intra, qui consiste à centrer les varia- et la position de son revenu par rapport à la mé-
bles y et x pour chaque individu. Cette technique diane. Les variables ont été introduites commeit it c
ne s’applique cependant pas aux coupes glissantes. des variables indicatrices de la cohorte. Comme pré-
La bonne stratégie consiste alors à constituer des cédemment, différentes variantes sur le degré de
cohortes, c’est-à-dire des groupes d’individus qui stratification ont permis de s’assurer de la stabilité
partagent les mêmes caractéristiques. des résultats. En particulier, enlever de l’estimation
les strates dans lesquelles le nombre de ménages
Sur les données agrégées par cohorte, le modèle est faible (moins de 30) ne modifie pas de façon si-
s’écrit : y = x b + + u t =1,... ; c =1,...C gnificative le calcul de l’élasticité revenu.ct ct ct ct
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Par ailleurs, dans les enquêtes, la consomma- Ceci se produit lorsque le taux subjectif de dé-
tion est mesurée en valeur, alors qu’elle s’ex- préciation du futur est sensiblement supérieur
prime en volume dans les données comptables. au taux d’intérêt ou quand le taux de croissance
L’introduction d’une variable muette tempo- du revenu d’activité est très élevé. Le compro-
relle dans les estimations permet sans doute mis entre la prudence et l’impatience le conduit
d’introduire un déflateur implicite pour cha- à se contenter d’accumuler un stock de patri-
cune des enquêtes ; mais celui-ci est global, et moine de précaution relativement modeste,
ne prend pas en compte la déformation des prix simple matelas (buffer) contre les chocs in-
relatifs, comme cela s’effectue en comptabilité opinés sur son revenu futur (Arrondel et Mas-
nationale (3). Enfin, les estimations sont réali- son, 1996). Le consommateur ayant atteint sa
sées à partir de quatre enquêtes seulement, de cible verra sa consommation croître au même
sorte que la dimension temporelle n’est que très rythme que son revenu et se comportera comme
partiellement prise en compte. Or, on s’est ren- un consommateur keynésien. Le comportement
du compte que l’introduction d’un enquête sup- le plus fréquent sera un comportement intermé-
plémentaire améliorait grandement la qualité diaire entre un comportement keynésien et un
des estimations. Il se pourrait que les estima- comportement conforme aux prédictions du
tions à partir d’enquêtes, comme les mesures modèle de cycle de vie standard. Carroll (1992)
sur séries longues, aient besoin d’un nombre suggère qu’en début de cycle de vie, période de
suffisant d’observations annuelles pour affiner plus forte croissance des ressources, le consom-
le calcul des élasticités. Par ailleurs, le fait d’es- mateur adopte plutôt un comportement visant à
timer un comportement agrégé de toute la po- constituer un matelas modeste, alors qu’en mi-
pulation sur la totalité de la consommation peut lieu de cycle de vie, il adopterait plutôt un com-
également poser problème. Les travaux sur portement conforme à l’hypothèse de cycle de
données anglo-saxonnes recommandent d’ex- vie.
clure du champ de la consommation les biens
durables, mais également de se limiter à des po- Ces modèles rendent d’abord compte des com-
pulations homogènes, comme les couples de portements anglo-saxons, sur lesquels on dis-
salariés d’âge actif (Attanasio et Browning, pose des meilleures données. En France,
1995). De fait, sur les données françaises, on quelques nuances s’imposent notamment du
s’est livré à des calculs analogues. Sur les cou- fait des spécifités du système de retraite. En ef-
ples dont la personne de référence est salariée et fet, les actifs français n’ont que peu à arbitrer
née entre 1930 et 1959, l’élasticité-revenu de la pour se constituer des droits à la retraite, du fait
consommation en biens non durables reste voi- de l’universalité du système par répartition.
sine de 0,6, et donc analogue à l’estimation Pour beaucoup, les retraites constituent une
conduite sur l’ensemble du champ. continuité par rapport aux revenus d’activité, et
leur sont quasiment assimilés. De fait, on a vu
que le dispositif institutionnel jouait bien son
Des modèles intermédiaires rôle, puisqu’en moyenne les niveaux de vie ne
baissent pas en général au moment de la retraite
En résumé, beaucoup d’arguments concourent (cf. graphique IV-A). En France, le fait d’ex-
pour juger que l’élasticité-revenu est estimée clure de l’arbitrage entre consommation et re-
avec des marges d’incertitude, insuffisantes ce- venu toute la constitution des droits à la retraite
pendant pour rejeter l’idée d’une forte sensibi- conduit le modèle de cycle de vie à perdre beau-
lité de la consommation au revenu courant. coup de sa substance, dans la mesure où l’épar-
Au-delà des controverses, un tel constat se re- gne pour les vieux jours est beaucoup moins
trouve dans de nombreux travaux empiriques. nécessaire. Ceci renforce probablement le mo-
C’est pourquoi tout un courant de pensée théo- tif de précaution par rapport aux consomma-
rique reposant sur les modèles à fonds de con- teurs nord-américains et ne peut qu’accroître la
tingence (buffer stock models) justifie une proportion des consommateurs optant pour un
dépendance entre les variations de la consom- comportement impatient, donc plus proche du
mation et du revenu, qui peut aller jusqu’à une schéma keynésien traditionnel que du modèle
élasticité unitaire (Carroll, 1992).
Dans ces modèles dynamiques, le consomma-
teur en environnement intertemporel n’est pas
seulement adverse au risque ; il peut également
3. La faiblesse de la dimension temporelle interdit de fait
être impatient, c’est-à-dire plus désireux d’em- l’introduction des variables qui ne dépendent que du temps,
prunter sur ses ressources futures certaines. comme les prix relatifs ou les taux d’intérêts.
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