Cahiers de la Recherche Mise en perspectives de la politique budgétaire marocaine et bases d’analyse de son orientation Douira Tarik Université Mohamed V, Agdal Faculté des Sciences Juridiques Economiques et Sociales douira_tarik@yahoo.fr Résumé La récente crise mondiale, déclenchée en 2007 aux Etats-Unis suite aux défaillances des crédits subprime, s’est transformée en 2009 en crise des finances publiques des économies avancées, majoritairement européennes, en liaison avec les politiques budgétaires expansionnistes menées afin de sortir de la crise économique. Ce contexte s’est traduit par le renouveau des discussions en matière de soutenabilité et d’orientation budgétaires. En effet, les déficits budgétaires ne résultent pas d’une situation totalement autonome mais procède d’une interaction entre les volontés politiques et le contexte économique. L’Etat n’est donc pas directement responsable de toutes les évolutions budgétaires constatées. En effet, la situation économique pèse lourdement sur les orientations apparentes de la politique budgétaire, d’où la nécessité de dégager des indicateurs d’analyse de la situation structurelle des finances publiques. Ce papier a pour objectif de mettre les bases pratiques et empiriques pour la compréhension de l’orientation de la politique budgétaire au Maroc. A cet effet, plusieurs questions se posent : quelle clé de lecture faut-il avoir pour une meilleure compréhension des interactions entre les variables budgétaires et macroéconomiques ? Quel outil faut-il avoir pour pouvoir qualifier l’orientation de la politique budgétaire et permettre une relecture des grandes tendances des finances publiques nationales ? Les économistes ont ainsi construit des indicateurs permettant de répondre à cette impérative, à savoir estimer ce que serait l’équilibre budgétaire si la production était à son niveau d’équilibre, dont principalement le solde budgétaire ajusté par le cycle ou solde structurel. Mots clé : Orientation de la politique budgétaire, soldes structurels et conjoncturels, croissance potentielle, cycle économique. Summary The recent global crisis, triggered in 2007 in the United States following the failure of subprime loans, turned in 2009 into public finance crisis in advanced economies, mainly European, in conjunction with expansionary fiscal policies conducted in order to break the economic crisis. This context has resulted in the revival of discussions on sustainability and fiscal policy stance. Indeed, budget deficits are not totally autonomous but derive from an interaction between political and 75  Cahiers de la Recherche economic context. The Government is not directly responsible for all observed budgetary developments. Indeed, the economic situation weighs heavily on the apparent direction of fiscal policy, hence there is needed to identify indicators to analyze the underlying situation of public finance. This paper aims to bring practical and empirical bases for understanding the stance of fiscal policy in Morocco. To this end, several questions arise: What key should be reading for a better understanding of the interactions between fiscal and macroeconomic variables? What tool should be able to qualify for the stance of fiscal policy and allow a reinterpretation of the main trends of national public finance? Economists have thus constructed indicators to respond to this imperative, namely to estimate what would a balanced budget if production was at its equilibrium level. The main indicator is the budget balance adjusted for the cycle or structural budget balance. Keywords: fiscal policy stance, structural and cyclical balances, potential growth, business cycle. 76  Cahiers de la Recherche Introduction L‘intérêt porté à l‘orientation des finances publiques a été amplifié à partir de la fin de 2009 en liaison avec les turbulences économiques et financières mondiales. En effet, la crise qui a été d‘abord financière, déclenchée par des faillites bancaires à partir de juin 2007, a rapidement contaminé la sphère réelle à travers plusieurs canaux, principalement celui du crédit. Les choses se sont précipitées et la confiance des marchés a baissé, les décisions coordonnées au niveau international ont été au départ axées sur des décisions en matière de politique monétaire par le biais de baisses de taux directeurs (qui ont approché zéro) et l‘utilisation d‘instruments non conventionnels (quantitative easing). En outre, parfois concomitamment, les gouvernements ont actionné l‘instrument de la politique budgétaire pour soutenir le système financier, à travers le rachat ou la participation dans les institutions financières et aussi, dans un deuxième temps, afin d‘accompagner les autres politiques économiques et relancer la machine productive. Il s‘en est suivi un débat important sur le rôle de la politique budgétaire dans la relance de l‘activité économique et les idées tendant au retour de l‘économie keynésienne. Les débats entre économistes défendant différents paradigmes ont refait surface et plusieurs travaux empiriques ont été menés, soit par des centres d‘études indépendants ou non, soit par des institutions d‘envergure à l‘image de la BCE, du FMI, de la Banque mondiale, etc. L‘année 2009 a ainsi marqué l‘émergence de la crise des dettes souveraines des économies avancées, majoritairement européennes, où cette fois les exigences en matière de soutenabilité budgétaire, d‘orientation et de solvabilité de l‘Etat ont largement pris de l‘espace. Il est question dans ce papier de mettre les bases, principalement pratiques et empiriques, pour la compréhension des phénomènes relatifs à l‘orientation de la politique budgétaire par rapport à la croissance économique. A cet effet, plusieurs questions peuvent être posées : quelles sont d‘abord les caractéristiques et les évolutions des agrégats des finances publiques du Maroc ? Quelle clé de lecture faut-il avoir pour une meilleure compréhension des interactions entre les variables budgétaires et macroéconomiques ? Quel outil faut-il avoir pour pouvoir qualifier l‘orientation de la politique budgétaire et permettre une relecture des grandes tendances des finances publiques. Au départ, la tâche peut sembler complexe. Les indicateurs reconnus reflétant l‘orientation de la politique budgétaire sont calculés différemment et sont parfois utilisés pour d‘autres raisons que celle de la qualification des finances publiques dans le cycle ou leur position structurelle ou sous- jacente. En effet, les déficits budgétaires ne résultent pas d‘une situation totalement autonome mais procède d‘une interaction entre les volontés politiques et le contexte économique. L‘Etat n‘est donc pas directement responsable de toutes les évolutions budgétaires constatées. En effet, la situation économique pèse lourdement sur les orientations apparentes de la politique budgétaire, d‘où la nécessité de dégager des indicateurs d‘analyse de la situation sous-jacente des finances publiques. Nombre de composantes du budget sont influencées par la situation macroéconomique de telle manière qu‘elles exercent un effet de lissage sur le cycle économique et se comportent donc comme des stabilisateurs automatiques. Ainsi, dans une phase de récession, les recettes fiscales recouvrées diminuent, ce qui a pour effet de soutenir les revenus privés et d‘atténuer les fluctuations négatives de la demande globale. A l‘inverse, dans une phase d‘expansion, les prélèvements fiscaux 77  Cahiers de la Recherche augmentent, ce qui contrebalance la croissance de la demande globale. Cet effet stabilisateur est plus puissant si le système fiscal a un caractère plus progressif. Certaines dépenses courantes sont un autre stabilisateur budgétaire automatique. Dans une phase de ralentissement de l‘activité, la hausse des dépenses publiques soutient la demande, et l‘inverse se produit dans une période d‘expansion. Les économistes ont ainsi construit des indicateurs qui permettent de répondre à cette impérative, c‘est-à-dire d‘estimer ce que serait l‘équilibre budgétaire, à politiques budgétaire et fiscale inchangées, si la production était à son niveau d‘équilibre. Il y a eu plusieurs travaux empiriques dans ce sens, il s‘agit, outre l‘estimation des stabilisateurs automatiques, du solde de haut niveau d‘emploi, du solde ajusté pour le cycle (cyclically-adjusted balance, ou CAB) ou le solde structurel (terme employé en premier par l‘OCDE). Les deux dernières notions, qui sont souvent synonymes, nous intéressent le plus, puisqu‘elles ont été qualifiées par la majorité des travaux comme étant les meilleurs indicateurs testés de l‘orientation de la politique budgétaire. C‘est pourquoi une revue de la littérature relative au calcul, à l‘utilisation et à l‘interprétation des soldes dits structurels ou ajustés par (ou pour) les cycles, a été réalisée afin d‘identifier les démarches à suivre pour son application sur le cas de la politique budgétaire du Maroc. Partant, il est proposé pour cet article une structure à trois sections. La première présentera quelques éléments de compréhension de l‘évolution de la politique budgétaire nationale à travers les données du Trésor sur la base d‘ordonnancement. Cette partie permettra de relever les tendances lourdes qui ont caractérisé les finances du Trésor sur la période 1980-2010. La deuxième section exposera une taxonomie des démarches adoptées ainsi que certains détails de l‘élaboration des soldes structurels et conjoncturels. Deux grandes catégories ont été relevées. Une première, appelée des institutions internationales ou à deux étapes, et une deuxième dite des méthodes statistiques et économétriques utilisant principalement des modélisations Vecteur Autorégressif (VAR) et VAR structurel (ou SVAR). Il sera également question d‘un bref survol de certains travaux empiriques en matière d‘indicateurs de l‘orientation de la politique budgétaire sur le cas du Maroc. Enfin, dans la dernière section, un essai d‘application pratique des deux catégories de démarches sur le cas du Maroc sera mené en présentant les premiers résultats des estimations, lesquels permettront une relecture de l‘évolution de la politique budgétaire nationale. I. EVOLUTIONS A LONG TERME DES FINANCES PUBLIQUES 64 La politique budgétaire du Maroc a poursuivi une trajectoire en phase avec le développement économique du pays et les réformes qui se sont accélérées récemment (Cf. tableau 1 en annexes). Dans les quarante dernières années, on peut distinguer quatre grandes phases. La première est celle des années 1970 à 1984 où le pays en est ressorti en crise économique et de finances publiques, ponctuée par une période de hausse des recettes, principalement des phosphates (1973-1977) au niveau international, ce qui a encouragé une expansion budgétaire en matière de dépense. La deuxième phase allant de 1985 à 1993 où le plan d‘ajustement structurel a été mis en œuvre sous l‘égide des institutions de Bretton Woods et dont des ajustements économiques et budgétaires ont été menés avec rigueur par le pays. Une troisième phase (1994-2000) est celle de la fin de la tutelle des institutions internationales, du désendettement extérieur marquant la fin du rééchelonnement, de l‘approfondissement au niveau du marché intérieur de la dette et aussi des récoltes des premiers effets de certaines réformes menées. La quatrième phase est celle de la décennie 2000-2010. Cette 64 Source des données : MEF/DEPF, tableaux de bord des finances publiques. Rapports annuels de Bank Al-Maghrib. 78  Cahiers de la Recherche dernière a enregistré des indicateurs améliorés au niveau des comptes du Trésor et de son endettement, qui a été largement réduit en points du PIB65 (Cf. tableau 2 en annexes). I.1. Soldes budgétaires Le solde ordinaire, ou l‘épargne budgétaire quand il est positif, a été relativement stable durant la décennie 1990 autour d‘une moyenne de 3,1% du PIB. Au cours des années 2000, ce solde a été plus volatile, en enregistrant des oscillations allant d‘un pic de 6,9% du PIB en 2008 à un creux de 0,6% du PIB en 2000. La moyenne de la décennie indique que ce solde est passé à +4% du PIB. La décennie 1980 a été marquée par un solde nul, ce qui signifie que les recettes ordinaires son totalement absorbées par les dépenses ordinaires et qu‘aucune ressource n‘est dégagée pour l‘effort d‘investissement, lequel se réalise par le recours à un déficit budgétaire. Pour sa part, le déficit budgétaire s‘est amélioré, s‘établissant à 2,4% du PIB en moyenne durant la période 2001-2010, au lieu de 2,7% entre 1990 et 2000 et 7,4% du PIB durant la décennie 1980. Cette baisse du niveau du déficit de ces dernières années a été soutenue par les recettes de privatisation et la réforme fiscale, principalement la TVA. En effet, les privatisations sont à l‘origine d‘une baisse de 1 point de PIB du déficit de la décennie 2000 et 0,4 point pour celle de 1990. Traduisant un important aspect de la soutenabilité budgétaire, le solde primaire en points du PIB a connu une nette amélioration dans les années 1990, allant d‘un solde négatif moyen de 2,8% du PIB dans la décennie 1980 à un excédent primaire moyen de 2,2% du PIB. Pour les années 2000, ce solde s‘est détérioré tout en demeurant positif à 1% du PIB, imputable à l‘année 2005 (opération de départ volontaire à la retraite) et à l‘année 2010 où les comptes du Trésor ont renoué avec le déficit et la hausse de l‘endettement en pourcentage du PIB et ce, après deux exercices d‘excédent budgétaire (2007 et 2008). I.2. Recettes publiques Les recettes publiques (hors recettes d‘emprunt) ont connu des progressions moyennes différentes selon les décennies. En effet, la décennie 80-90 a enregistré la croissance moyenne la plus importante, à savoir +13%. Cette proportion a été la même pour la croissance des recettes fiscales. Cette évolution est explicable en partie par la réforme fiscale et l‘introduction de l‘IS en 1988 et la TVA en 1987. La décennie 91-00 a connu une hausse moyenne des recettes ordinaires et fiscales de 6,2%, niveau moindre par rapport à la première période. La croissance moyenne de la décennie 2000 a été de 9% pour les recettes ordinaires et de 8,4% pour les recettes fiscales. Cette période a été marquée par l‘introduction des recettes de certains comptes spéciaux du Trésor et l‘importance des recettes de privatisation et de la deuxième licence GSM. En effet, les recettes de privatisation ont généré au budget général un total de 61,7 milliards de dirhams entre 1993 et 2007 contribuant ainsi chaque année en moyenne pour près de 0,9% du PIB à la réduction du déficit budgétaire. Ces recettes ont atteint leur niveau record en 2001, avec un total de 23,4 milliards de dirhams soit 5,5% du PIB, réalisée par la cession de 35% du capital de Maroc Télécom, portant les recettes de privatisation de la décennie 2000 à 47,9 milliards de dirhams, représentant ainsi plus de trois quart du total. 65 En liaison avec la disponibilité des données, l’analyse qui suivra raisonnera par décennie, la première de 1980 à 1990, la deuxième de 1991 à 2000 et la dernière de 2001 à 2010. 79  Cahiers de la Recherche La structure des recettes ordinaires a connu des changements importants entre les décennies en liaison, entre autres, avec les bénéfices des sociétés, le niveau de l‘emploi national, la réforme fiscale et les efforts de recouvrement de l‘administration fiscale (Cf. tableau 3 en annexes). Au moment où la part moyenne des recettes fiscales est restée quasi-stable, s‘établissant à 85,1% durant les années 2000, au lieu de 86,6% durant 91-00, cette part a été de 90,3% dans les années 1980. La part des impôts directs a été prépondérante avec 38,6% dans les années 2000, en baisse par rapport aux deux périodes précédentes où laquelle part a été de 40,7%. La baisse de la part des impôts indirects en 2000 est explicable par l‘amélioration plus marquée des recettes des impôts directs, lesquelles sont passées en part de 25,3% dans les années 1990 à 32,9% durant la décennie 2000. Malgré les allégements fiscaux intervenus ces dernières années, surtout au niveau de l‘IS et de l‘IR, la pression fiscale a augmenté, enregistrant en moyenne 21,7% du PIB dans les années 2000, contre 19,7% et 17,5% les décennies 90 et 80 respectivement. Cet indicateur a atteint son niveau maximum en 2008, soit 27% après 24,4% en 2007. Le ratio des recettes ordinaires par rapport au PIB a été en nette amélioration, passant en moyenne de 19,4% dans les années 80 et 22,7% en 1991-2000 à 25,5% en 2001-2010. I.3. Dépenses publiques La croissance moyenne des dépenses ordinaires a été plus importante durant les années 80 comparativement aux deux autres périodes. En effet, elles ont cru de 11%, contre 7,3% en 91-00 et 6,7% dans la décennie 2000. En revanche, l‘évolution des dépenses globales a montré une tendance inversée, à savoir une croissance de 7,4% durant les années 2000 contre 6,4% dans les années 1990. Ce résultat est attribuable principalement aux dépenses d‘investissement qui ont connu une amélioration notable, passant d‘une faible croissance, en moyenne de près de 2,3% dans la deuxième période, à une évolution de plus de 10% durant les années 2000. Il est à préciser que la rubrique investissement a souvent fait l‘objet de baisse, dans la mesure où elle est considérée comme une variable d‘ajustement dans la politique budgétaire. Les rythmes moyens de croissance des composantes des dépenses ordinaires ont affiché des améliorations, à l‘exception de celle de compensation qui a été en nette augmentation d‘une décennie à l‘autre, passant de 7,4% dans la décennie 80 à 27% les deux dernières décennies. Les dépenses de fonctionnement ont enregistré une baisse de la croissance moyenne de 0,6 point en termes d‘écart absolu entre la décennie 2000 et 1990, et de 2 points entre les décennies 2000 et 1980. Pour les seules dépenses de personnel, les écarts négatifs sont de 0,7 point et 4,4 points, tandis que les paiements d‘intérêts de la dette ont été en quasi-stabilité dans les années 2000 au lieu d‘une hausse moyenne de 3,6% et 23,8%, respectivement, dans les années 1990 et 1980. En pourcentage du PIB, le ratio moyen des dépenses globales s‘est renforcé dans les années 2000 de 2,5 points pour atteindre 27,8%, les dépenses ordinaires ayant augmenté de 2 points, s‘établissant à 21,6% du PIB. Par rapport à la décennie 1980, les dépenses globales des années 2000 ont progressé de 1,1 point et 2,2 points pour les dépenses ordinaires. La part moyenne des dépenses ordinaires dans les dépenses globales a augmenté au détriment de celle de l‘investissement dont la part est revenue à 17,9% contre 22,4% dans les années 1990 et 27,2% dans les années 1980. 80  Cahiers de la Recherche I.4. Endettement total direct De 1993 à 2006, le financement extérieur a affiché des flux nets négatifs, traduisant la fin du rééchelonnement et les tombées des remboursements de la dette extérieure. Le financement intérieur, principalement par le marché des adjudications des bons du Trésor, a été privilégié, permettant ainsi au Trésor de réduire sa dette extérieure et, par là même, la vulnérabilité extérieure entamée au début des années 80. A partir de l‘année 2007, les flux de financement extérieur sont devenus positifs, les tirages, y compris les dons, ayant dépassé les remboursements. En effet, les dons ont atteint un niveau record de 9,5 milliards en 2008 en liaison principalement avec le soutien exceptionnel fourni par l‘Arabie Saoudite (4,5 milliards) et les Emirats Arabes-Unis (2,2 milliards) par rapport au renchérissement sans précédent des prix du pétrole brut sur les marchés internationaux. Ceci a également contribué à réduire le financement intérieur, le Trésor ayant réalisé un désendettement net en cette année. Il en est ressorti que le ratio d‘endettement du Trésor par rapport au PIB a été ramené à 50% à fin 2010 contre 66,8% en 1999. Durant la décennie 2000, le Trésor a réduit de 19,5 points de PIB et de près de 40 milliards de dirhams sa dette extérieure. Quant à la dette intérieure, elle a été allégée de plus de 21 points du PIB, avec toutefois une hausse de son nominal de 77,5 milliards. Le coût de la dette publique directe a été globalement réduit par l‘effet de la baisse des taux et par les désendettements intérieurs de la dette en valeur en 2007 et 2008. Le taux moyen pondéré sur la dette intérieure est revenu de 7,55% en 1998 à 3,73% en 2010. Quant au coût moyen de la dette intérieure, il a baissé de 8,92% en 1998 à 5,25% en 2010. Il est à noter que cette tendance baissière a connu certaines hausses ponctuelles, principalement en 2005 et en 2010. II. TAXONOMIE DES METHODES D’ESTIMATION DU SOLDE STRUCTUREL II.1. Méthodologies des institutions internationales La méthodologie des institutions internationales est dite à deux étapes. La première étape est celle de l‘estimation de la production potentielle et de l‘output gap, la deuxième étape est celle de la détermination des soldes structurels et conjoncturels. Leur somme est, par construction, égale au déficit budgétaire global ou effectif. Les principales institutions internationales relevées ici sont le FMI, l‘OCDE, la BCE et la Commission Européenne. Ces institutions produisent des estimations du solde structurel pour la majorité des pays qui les composent. Les méthodologies sont globalement similaires, elles diffèrent parfois dans certains détails et se rejoignent souvent en matière de résultats comme en attestent certains travaux relatifs à des pays. II.1.1. Fonds Monétaire International La méthodologie du FMI a connu une certaine évolution. Parmi les premiers papiers qui ont expliqué la démarche il y a Hagermann (1999). En outre, plusieurs travaux ont eu pour objet d‘estimer la production potentielle pour son application à la politique monétaire et la politique budgétaire. Des estimations ont également été effectuées dans les rapports pays dans le cadre des missions au titre de l‘article IV des statuts du FMI. 81  Cahiers de la Recherche La méthodologie officielle du Fonds est actuellement synthétisée dans la note technique de Fedelino et alii (2009). En effet, cette note fournit des conseils sur la façon de décomposer le solde budgétaire global en composantes cycliques et corrigées des variations conjoncturelles, et comment interpréter les stabilisateurs automatiques budgétaires. Le solde budgétaire global (OB) peut se décomposer comme suit : OB  PB  INT  CAPB  CPB  INT (1) CAPB est le solde primaire corrigé des variations conjoncturelles ; CPB est le solde primaire cyclique (la partie du solde primaire qui réagit automatiquement au cycle). Les paiements d‘intérêts sont souvent tenus à l‘écart car leurs mouvements, même « automatiques » dans le sens qu‘il ne reflète pas en général la mesure discrétionnaire de la politique budgétaire, peuvent ne pas être nécessairement liés aux variations cycliques de la production. A partir de (1) les changements dans l‘OB peuvent être décomposés en : (i) réponse automatique des variables budgétaires à l‘évolution de la production, (ii) réponse des variables budgétaires aux modifications des politiques discrétionnaires, et (iii) les changements dans les paiements d‘intérêts, formalisés comme suit 66 : OB  CPB  CAPB  INT (2) Où Δ est la différence entre deux années consécutives, t et t +1 (ou la différence par rapport à une année de référence). Les stabilisateurs automatiques (AS) sont définis comme la variation du solde primaire cyclique : AS  CPB  OB  CAPB  INT (3) Les stabilisateurs automatiques sont un des facteurs qui expliquent les variations du solde global (ΔOB). Par exemple, les taxes qui sont fonction du revenu réagissent automatiquement au cycle avec une croissance plus faible et en conséquence une baisse des bénéfices des sociétés ou un revenu avant impôt bas des ménages, les impôts à collecter par le gouvernement seront plus faibles tandis que le revenu disponible et, partant, la consommation, diminueraient moins que les revenus avant impôt, contribuant à alléger les répercussions du ralentissement économique. Ainsi, la variation du solde primaire corrigé des variations conjoncturelles peut être dérivée des recettes et des dépenses corrigées des variations conjoncturelles. La composante corrigée des variations conjoncturelles des recettes RCA est définie comme : R Y p  R CA  R  (4) Y  Où R est le revenu primaire nominal, Yp est la production potentielle, Y est la production effective et  R est l‘élasticité des recettes par rapport à l‘écart de production (output gap). 66 Cela suppose qu’il n’y a aucun autre facteur automatique. 82  Cahiers de la Recherche Y Y p  gap   p  (5)  Y  Les des dépenses primaires corrigées des variations conjoncturelles sont également définies comme suit : G Y p  G CA  G  (6) Y  Où G, des dépenses primaires nominales et  G l‘élasticité des dépenses par rapport à l‘écart de production. Ensuite, le solde primaire corrigé des variations conjoncturelles est : R G Y p  Y p  CAPB  R   G  (7) Y  Y  Si l‘élasticité des recettes est égale à 1 (à savoir, les revenus sont en parfaite corrélation avec le cycle) et l‘élasticité des dépenses est égale à 0 (les dépenses ne sont pas affectés par le cycle), le solde primaire corrigé des variations conjoncturelles devient : Y p  CAPB  R   G (8) Y  Le solde primaire cyclique est donc :  Yp R p CPB  OB  CAPB  INT  R1    Y gap (9)  Y  Y Par conséquent, si l‘élasticité des dépenses est supposée égale à 0, le solde primaire cyclique dépend du niveau de taxation en points du PIB, de l‘output gap et de la production potentielle. Dans la pratique, les variables budgétaires sont rarement évaluées dans les niveaux nominaux, ce sont plutôt les ratios au PIB ou au PIB potentiel qui sont utilisés. Le choix de la variable d‘échelle affecte le calcul des stabilisateurs automatiques. En effet, le solde primaire corrigé des variations conjoncturelles est souvent mesuré par rapport à la production potentielle :  R 1  G 1 CAPB R CA G CA R  Y P  G Y  capb   P  P       , Yp Y Y Y  Y  Y Y  (10) ( R 1 ) ( G 1 )  r (1  gap)  g (1  gap) Où gap est l‘output gap et les r et g les ratios des recettes et des dépenses par rapport au PIB, tandis que capb désigne le ratio du solde primaire corrigé des variations conjoncturelles par rapport au PIB potentiel. 83  Cahiers de la Recherche Les outputs gap de (10) peuvent en outre être estimés comme suit : capb  r (1  gap) ( R1 )  g (1  gap) (G1 )  r (1  ( R  1) gap)  g (1  ( G  1) gap) (11) Cette expression capture le solde primaire structurel, c‘est-à-dire non affecté par les fluctuations cycliques. La variation du capb est souvent utilisée pour estimer la taille et le coût de la politique discrétionnaire. Une fois que le solde primaire corrigé des variations conjoncturelles est défini, comme en (10) ou (11), la partie cyclique ou automatique du solde primaire est calculée comme un résidu. Pour ce qui est de l‘estimation de la production potentielle, le FMI utilise plusieurs méthodes, mais souvent il opte pour le filtre Hodrick-Prescott (HP) pour sa simplicité et sa relative efficacité. Pour les pays industrialisés, le Fonds mesure la production potentielle (Y*) à partir de la fonction de production de type Cobb-Douglas suivante : Y *   log( N * )   log( K * )  a* N* et K* sont respectivement le niveau de plein emploi non inflationniste et le stock de capital d‘équilibre, a* est un indicateur de progrès technique. II.1.2. Organisation de Coopération et de Développement Economiques Pour l‘OCDE, les premières analyses en matière d‘indicateurs de politique budgétaire ont été commandées à un ensemble de spécialistes à la fin des années 1980, comme Blanchard, Gramlich ou Chouraqui, à partir desquelles plusieurs travaux ont été menés pour aboutir à une position innovée pour l‘estimation des soldes structurels et conjoncturels pour les pays de l‘OCDE formalisée, par la suite, dans Girouard et alii (2005). Avant cet article, il y avait principalement, Price et Muller (1984, 1985), Giorno et alii (1995), den Noord (2000). Depuis 1994, l‘OCDE calcule le solde budgétaire structurel en utilisant des estimations de la production potentielle basées sur une approche de fonction de production. Le solde corrigé des variations conjoncturelles, b*, est définie comme suit :  4   b*    Tt*   G *  X  / Y * (1)  i1   Où, G*, les dépenses primaires courantes ajustées du cycle Ti * , la composante ajustée du cycle de la catégorie de la taxe i X, recettes non fiscales moins dépenses d‘investissement nettes des charges d‘intérêts Y*, niveau de la production potentielle 84  Cahiers de la Recherche Les composantes corrigées des variations conjoncturelles sont calculées à partir des recettes fiscales et les dépenses ajustées en respectant le rapport entre la production potentielle et la production effective ainsi que le rapport entre le chômage structurel et le chômage effectif et les élasticités :  ti , y Ti*  Y *    (2) Ti  Y   g ,u G*  U *    (3) G  U  Où : Ti , les recettes fiscales effectives pour la catégorie d‘impôt i G, les dépenses courantes effectives primaires (hors investissement et dépenses d‘intérêts) Y, niveau de la production effective U*, niveau de chômage structurel U, niveau de chômage effectif  t , y , élasticité de la catégorie fiscale i par rapport à l‘output gap i  g ,u , élasticité des dépenses publiques primaires courantes en respectant le rapport entre le chômage structurel et celui effectif. A partir de ces relations, le solde corrigé des variations conjoncturelles peut être calculé comme suit :  4   b*    Ti (Y * / Y ) ti , y   GU * / U  g ,u  X  / Y *   (4)  i1   Conceptuellement, les élasticités des recettes  ti , y peuvent être séparées en deux composantes, une élasticité par rapport à une assiette fiscale pertinente,  ti ,tbi et une élasticité de l‘assiette fiscale par rapport à un indicateur cyclique,  tbi , y :  t   t ,tb  tb i,y i i i,y (5) Sur cet aspect, l‘OCDE calcule l‘impact du cycle économique sur les soldes budgétaires en utilisant des indicateurs qui capturent les effets du niveau d‘utilisation des ressources, c‘est-à-dire l‘output gap et le gap du chômage (écart entre le chômage effectif et celui structurel). La sensibilité cyclique globale du budget au cycle économique peut être mesurée par la semi- élasticité du solde budgétaire (en pourcentage du PIB) par rapport à l‘output gap. 85  Cahiers de la Recherche II.1.3. Banque Centrale Européenne (BCE) Pour le Système Européen de Banques Centrales, l‘article de référence est celui de Bouthevillain et alii (2001). De prime abord, l‘article précise que dans la démarche de la BCE, le solde corrigé des variations conjoncturelles est calculé suivant la procédure standard en deux étapes à l‘instar de l‘OCDE, du FMI et de la Commission Européenne (CE). Par ailleurs, la méthode décrite dans l‘article, selon ses auteurs, présente certaines différences par rapport à la pratique standard et ce, outre la valeur différente du paramètre de lissage λ pour le filtre HP. Tout d‘abord, afin de parvenir à une estimation plus précise des effets du cadre macroéconomique sur le budget, outre le PIB, cinq autres variables macroéconomiques sont utilisées et dont l‘impact sur les finances publiques est plus direct. Il s‘agit du salaire moyen du secteur privé, l‘emploi dans le secteur privé, l‘excédent d‘exploitation des entreprises, la consommation privée et le chômage. Les quatre premières variables sont proches des préoccupations touchant les bases d‘imposition et la cinquième est liée aux dépenses publiques les plus réactives aux cycles. Deuxièmement, l‘article comprend une sélection plus ciblée des postes budgétaires sujets à un ajustement cyclique, comparativement à ce qui se fait généralement. En particulier, l‘exclusion des composantes des recettes qui figurent également sur le plan des dépenses et ne sont pas corrigées des variations conjoncturelles, par exemple, les impôts indirects payés par le gouvernement général à lui-même et à l‘UE, les impôts directs et des cotisations sociales assises sur les salaires publics et les contributions sociales. Pour le calcul des élasticités deux approches sont suivies par l‘article. Elles sont estimées soit par des régressions économétriques, soit à partir de la législation fiscale ou celle des dépenses et les informations détaillées sur la répartition des revenus et des recettes. Les auteurs ont choisi de sélectionner l‘approche la plus appropriée selon le pays, en fonction de la disponibilité des données ou des particularités budgétaires. II.1.4. Commission Européenne (CE) Deux Conseils d‘ECOFIN (2002 et 2004) ont validé la fonction de production comme l‘approche officielle d‘estimation de l‘output gap exploité dans le cadre de l‘évaluation des programmes de stabilité et de convergence. Le filtre de HP devra être utilisé comme une méthode de vérification dans une période transitoire. La démarche de calcul par la CE du solde ajusté est détaillée dans l‘article de Larch et alii (2009), très proche également de celle de l‘OCDE. Le CAB est calculé comme suit : CABt  BBt   .OGt (1) Où : BBt , le solde budgétaire nominal par rapport au PIB pour l‘année t,  , le paramètre de sensibilité budgétaire, 86  Cahiers de la Recherche OGt , l‘output gap pour l‘année t, calculé par la méthode présentée dans la section précédente. Le paramètre de sensibilité globale  est obtenu en additionnant les élasticités des différents postes budgétaires, estimés par la méthodologie désagrégée de l‘OCDE. Les élasticités des revenus individuels  R,i sont agrégées à l‘élasticité des recettes globales  R pondérée par la part de chaque impôt dans le total des impôts (Ri/R) : 4 Ri  R   R ,i (2) i 1 R Quant à l‘élasticité des dépenses G , elle peut être exprimée comme suit : GU G  G ,U (3) G Où : G,U , l‘élasticité des dépenses liées au chômage, également estimée à partir de méthodologie de l‘OCDE, GU , la part des dépenses liées au chômage dans le total des dépenses primaires courantes. G Les variables budgétaires étant généralement exprimées en pourcentage du PIB, les élasticités des recettes et des dépenses  R et G , qui mesurent la variation du niveau d‘un poste budgétaire par rapport à l‘output gap, sont transformées en paramètres de sensibilité comme suit : R  R  R (4) Y G  G  G (5) Y Où : R , la part des impôts courants dans le PIB, Y G , la part des dépenses courantes primaires dans le PIB. Y La différence  R   G représente le paramètre de sensibilité du solde budgétaire global  utilisé dans l‘équation de définition du CAB. 87  Cahiers de la Recherche II.2. Approches statistiques et économétriques : VAR et VAR structurel Les travaux empiriques qui ont appliqué la méthodologie VAR/SVAR au calcul du déficit structurel et conjoncturel ne sont pas très nombreux et n‘ont commencé qu‘à la fin des années 1990. Le plus ancien travail recensé parmi les publications existantes en la matière est celui de Bouthevillain et Quinet (1998) à travers un essai présenté dans un atelier de haut niveau sur les indicateurs budgétaires structurels organisé par la Banque Centrale d‘Italie. Presque un an après, Bruno (1999) publie un article où il suggère un nouvel indicateur d‘orientation de la politique budgétaire en Europe, toujours on se basant sur un VAR structurel de type Blanchard et Quah (1989). Bouthevillain et Garcia (2000) ont publié un deuxième article plus critique quant aux démarches poursuivies par les organisations internationales pour le calcul du solde structurel et présente comme alternative un VAR structurel, semblable à Bouthevillain et alii (1998). Audenis et alii (2000, 2001) ont, pour leur part, proposé une décomposition du solde budgétaire en deux parties, structurelle et conjoncturelle, en se basant sur un VAR bivarié. En outre, Hjelm (2003) a proposé une méthode unique d‘estimation du NAIRU, de l‘output gap et du solde structurel. Il a donc mis en place un VAR structurel à trois variables dans l‘esprit de Blanchard et Quah (1989) pour extraire le marché du travail, la productivité, et les chocs du cycle économique. Afonso et alii (2007) ont, pour leur part, également mis en place un VAR à trois variables sur données annuelles : le PIB réel, les dépenses publiques et les recettes publiques. Sur la base de ces travaux empiriques, trois catégories peuvent être dégagées : 1. SVAR bivarié dans l‘esprit de Blanchard et Quah (1989), (Bouthevillain 1998 & 2000, Bruno 1999,). 2. VAR bivarié, (Audenis et alii 2000, 2001). 3. SVAR multivarié, (Hjelm 2003, Garcia et alii 2001, Afonso et alii, 2007). II.2.1. VAR structurel bivarié La décomposition de Blanchard et Quah (1989) est réalisée sur un VAR à deux variables : le chômage et la croissance du PNB. Pour le solde structurel, il s‘agit de la croissance du PIB et du solde budgétaire en points du PIB dans Bouthevillain, et solde budgétaire primaire en points du PIB pour Bruno, 1999. Les méthodes des institutions internationales ont tendance à surestimer la détérioration de la composante structurelle du solde budgétaire, l‘output gap observé étant réduit par l‘impact du lissage réalisé par la politique budgétaire. Avec l‘approche VAR structurel, le déficit budgétaire et l‘évolution de la production devront être déterminés concomitamment 67. La modélisation VAR Structurel bivarié permet la décomposition des fluctuations du déficit en pourcentage du PIB en différentes sources de perturbations. Celles provenant principalement de 67 Bouthevillain et alii 1998, page 16. 88  Cahiers de la Recherche l‘activité, ayant un effet de long terme (choc d‘offre), et celles provenant de la politique budgétaire et n‘ayant qu‘un effet de court terme (choc de demande). La composante structurelle du déficit est définie comme l‘accumulation des chocs budgétaires (ou chocs de demande) sur la période considérée. De façon analogue, la composante cyclique est dérivée des chocs d‘activité (ou chocs d‘offre). Comme les deux chocs sont indépendants (par construction) les deux composantes estimées sont non corrélées. L‘avantage de cette méthodologie VAR est qu‘elle permet de distinguer parfaitement la part du déficit ayant comme origine un choc budgétaire autonome de celle provenant d‘un choc d‘activité autonome (part conjoncturelle). Le déficit structurel ainsi calculé révèle la part discrétionnaire de la politique budgétaire en opposition avec la part « automatique ». En suivant l‘approche de Blanchard et Quah (1989), l‘identification des chocs est obtenue en imposant une restriction sur l‘effet de long terme d‘une variable en niveau, a priori non stationnaire. En outre, dans un modèle à deux variables, une restriction seulement est nécessaire (ici celle de long terme ou choc d‘offre). L‘avantage de cette modélisation est qu‘elle nécessite très peu d‘hypothèses. En matière de restriction nécessaire à la résolution du modèle, Bouthevillain (1998, 2000) a imposé comme hypothèse une valeur à la sensibilité du déficit à l‘activité, à savoir une augmentation de 1% du PIB se traduit par une réduction de 0,6% du déficit à long terme. Cette valeur correspond à l‘élasticité apparente des recettes au PIB proche de l‘unité, à un taux de prélèvement de l‘ordre de 45% et à une élasticité de transferts sociaux par rapport au PIB de -0,1. Bruno (1999), pour sa part, n‘a pas imposé de restriction sous forme d‘hypothèse, il a résolu la matrice de passage représentant les chocs en utilisant une technique particulière de résolution des systèmes non linéaires : la procédure fsolve disponible dans le logiciel MATLAB68. II.2.2. VAR bivarié non contraint Audenis et alii (2000, 2001) ont modélisé directement la dynamique conjointe de la croissance et du solde budgétaire à travers un modèle VAR stationnaire bivarié, ce qui est recommandé puisque les modèles VAR sont appropriés à l‘étude des variables déterminées simultanément et dont la dynamique est liée. Le modèle a été réduit en une équation décomposant le solde budgétaire actuel en trois termes : (1) l‘influence du solde passé, (2) l‘influence des taux de croissance présent et passé du PIB et (3) un terme résiduel représentant par construction un choc contemporain indépendant des variations conjoncturelles présentes et passées, comme il ressort de l‘équation : s  0,025  0,32 *  ln Y  0,32 *  ln Y1  0,59 * s1   Où : s , solde budgétaire contemporain  ln Y , croissance contemporaine du PIB  ln Y1 , croissance du PIB de l‘année précédente s1 , solde budgétaire de l‘année précédent 68 Bruno 1999, page 13. 89  Cahiers de la Recherche Une fois cette équation estimée, il est possible de décomposer le solde en deux parties, cyclique et non-cyclique. Il suffit de calculer le solde qui aurait prévalu si la croissance ne s‘était pas écartée de sa valeur tendancielle. Le solde non-cyclique est calculé en remplaçant dans l‘équation la croissance effective du PIB par sa croissance tendancielle. Le solde cyclique s‘en déduit par différence. II.2.3. VAR structurel à plusieurs variables Hjelm (2003) a fait une modélisation VAR structurel dans l‘esprit de Blanchard et Quah (1989) pour effectuer des restrictions à long terme basées sur la théorie économique afin d‘identifier les chocs structurels. Si à l‘origine, Blanchard et Quah ont estimé un système VAR composé par deux variables, le modèle de Hjelm consiste en trois variables : le chômage, le PIB et le solde budgétaire. Le système est donc conduit par trois chocs de long terme : (1) choc du marché du travail, (2) choc de productivité, (3) choc de cycle d‘activité. Sur la base de cette modélisation et des restrictions, les trois variables inobservables sont calculées à travers la décomposition historique de la manière suivante : o NAIRU : c‘est ce que devrait être la série du chômage en l‘absence de chocs de productivité et de cycle d‘activité. o PIB potentiel : c‘est ce que devrait être la série du PIB en l‘absence de choc de cycle d‘acticité, l‘output gap étant déduit par ( y  1) *100 y* o Solde budgétaire structurel : c‘est ce que devrait être la série du solde budgétaire en l‘absence de choc de cycle d‘activité. Afonso et alii (2007) qui utilisent un VAR à trois variables sur données annuelles : la production réelle, les dépenses publiques et les recettes publiques, ont également supposé trois chocs qui concernent les variables budgétaires et la production. Il y a un choc d‘offre qui a un effet à long terme sur la production, les deux autres ayant des effets à court terme. Ces deux chocs peuvent être interprétés, respectivement, comme un choc générique de cycle d‘activité qui capture les fluctuations à court terme autour de l‘état d‘équilibre de la production et un choc budgétaire avec des effets de demande à court terme sur la production. II.3. Brève revue des travaux empiriques relatifs au Maroc Les travaux empiriques traitant de l‘analyse de l‘orientation de la politique budgétaire sont assez nombreux et peuvent être classés selon la méthodologie poursuivie. Au niveau national, certaines études se sont intéressé à la question et ont dans leur totalité utilisée la démarche des institutions internationales. En effet, dans son mémoire de DES, Oubelkas (1995), en traitant de l‘affinement des soldes budgétaires et de leur importance en matière d‘interprétation des actions budgétaires subies et celles voulues ou discrétionnaires, il a traité du solde structurel. Il a adopté à cet effet, une démarche utilisée par la Banque mondiale dans la rédaction dans son rapport sur le Maroc datant de 1992, laquelle démarche a été développée dans le cadre des travaux de l‘OCDE à la fin des années 1970. En effet, l‘auteur a réalisé une analyse globale de décomposition des variations des postes budgétaires. Dans l‘analyse chiffrée de la décomposition des variations des postes budgétaires en variations discrétionnaires et induites, l‘année de référence pour le cas du Maroc a été 1982. En se basant sur les déviations des dépenses et des recettes publiques en pourcentage du PIB par rapport à l‘année de référence, il a été possible de déterminer le solde budgétaire global en pourcentage du 90  Cahiers de la Recherche PIB. Dans son étude, il s‘est limité à la période 1982-1992, caractérisée par l‘application du PAS et qui a conduit à une baisse du déficit budgétaire. Dans cette baisse, les mesures discrétionnaires (le PAS) interviennent pour plus de la moitié, le reliquat étant induit par des changements favorables de l‘environnement économique (baisse des prix du pétrole, dépréciation du dollar, etc.). En 1998, la Direction des Etudes et des Prévisions Financières (DEPF) du Ministère des Finances a publié un document faisant une analyse historique du solde structurel et celui cyclique. L‘étude a été menée sur la période 1990-1998. Parmi les principales conclusions, on a précisé que le déficit conjoncturel a évolué de manière proportionnelle à l‘output gap calculé par le filtre de HP. Il a été limité à 1% du PIB durant la période d‘analyse. Pour ce qui est du déficit structurel, il a été élevé au Maroc et quasiment proche du déficit global, surtout depuis l‘adoption du nouveau cycle budgétaire (juillet-juin). Cette Direction du département des Finances a entre temps publié des chiffres au niveau du tableau de bord des finances publiques. En 2008, à l‘occasion de la présentation du projet de loi de finances 2009, une analyse plus poussée a été publiée dans le Rapport Economique et Financier. Les principaux résultats du rapport font ressortir qu‘entre 2001 et 2004, phase de ralentissement économique au Maroc, le solde structurel s‘est situé en moyenne aux alentours de 4,1% du PIB, avec toutefois une tendance baissière. A partir de 2005, une amélioration de 1,2 point a été enregistrée. Le solde structurel est devenu de plus en plus faible parallèlement à la phase ascendante du cycle dans lequel s‘est inscrite l'économie. Par ailleurs, lors de la présentation du projet de loi de finances de l‘année 2010, une sous-section du rapport économique et financier a été consacrée à la question de l‘orientation de la politique budgétaire. Selon les auteurs, la situation des finances publiques a marqué une amélioration certaine. En effet, le solde structurel est passé de 4,8% du PIB en 2001 à 0,8% du PIB en 2008, ce qui a été à l‘origine de la maîtrise du solde budgétaire hors privatisation qui a été ramené d‘un déficit de 5,3% du PIB en 2001 à un excédent de 0,4% du PIB en 2008. Pour ce qui est du rapport économique et financier accompagnant la loi de finances de 2011, l‘exercice de l‘analyse de l‘orientation de la politique budgétaire n‘a pas été réalisé ou du moins non publié. Tounsi (2004), dans sa thèse sur la contrainte budgétaire au Maroc, a consacré un chapitre à l‘analyse des soldes budgétaires améliorés au Maroc. L‘objectif était d‘approcher le déficit budgétaire en faisant référence à son contenu, (structurel et conjoncturel), à ses déterminants et à la nature de ses sources de financements. Au niveau du contenu des déficits, l‘analyse menée a été basée, principalement, sur les publications de la DEPF69 et l‘étude de Mansouri (2002), ainsi qu‘une analyse approfondie des déterminants des soldes calculés. Globalement, il a été constaté que le déficit budgétaire au Maroc est éminemment structurel, ce qui limite les marges de manœuvre de la politique budgétaire. III. ORIENTATION DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE : APPLICATIONS ET PREMIERS RESULTATS Dans cette section, il est question de faire une première estimation des deux composantes du solde budgétaire, à savoir le solde conjoncturel et le solde structurel par trois méthodes. Deux méthodes réputées chez les institutions internationales et beaucoup d‘autorités monétaires et financières. Une troisième méthode dite alternative basée sur un modèle VAR structurel à deux variables. 69 Calcul des soldes structurels et cycliques (1998). Tableau de bord des finances publiques de 2003. 91  Cahiers de la Recherche III.1. Estimation du solde structurel : méthode des institutions internationales Dans la démarche des institutions internationales, le solde structurel est calculé en retranchant du solde effectif la composante conjoncturelle, laquelle réalisée à partir d‘une mesure de la position de l‘économie dans le cycle, à travers l‘output gap. III.1.1 Estimation de la production potentielle et de l’output gap La production potentielle et l‘output gap sont des variables non observées et sont difficiles à estimer d‘une manière totalement satisfaisante et surtout cohérente selon les méthodes utilisées. Note choix de départ a porté sur la comparaison de deux techniques statistiques de décomposition du PIB : le filtre de HP et le filtre de Christiano-Fitzgerald (CF). Graphique 1 : Ecarts de production en Graphique 3 : Output gap en niveau niveau (en millions) 20000 12000 10000 8000 0 4000 -10000 0 -20000 -4000 -30000 -8000 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 Output Gap (CF) Output Gap (HP) Output gap(HP) Output Gap (CF) Les outputs gap (HP et CF) en données trimestrielles et annuelles en niveau correspondent parfaitement. L‘exercice a été effectué pour les données en taux de croissance, les résultats ont montré certaines divergences principalement dans les données trimestrielles. III.1.2 Estimation du solde structurel Les deux démarches ont comme variantes (1) la manière de corriger les recettes et les dépenses des effets de la conjoncture et (2) la sensibilité de ces agrégats à l‘output gap c‘est-à-dire les élasticités. Dans cette première démarche de correction, il s‘agira d‘identifier les recettes fiscales les plus touchées par l‘activité économique. Dans la littérature, spécifiquement de l‘OCDE, on considère l‘IS, l‘IR, les droits d‘enregistrement et les impôts indirects. Pour corriger les recettes fiscales, on a procédé par la méthode statistique, à savoir ici l‘application du filtre de HP aux recettes effectives de ces impôts. Les résultats seront considérés comme des recettes tendancielles (IS*,…), ou corrigées des fluctuations conjoncturelles. Côté dépenses, il a été procédé de la même manière, en corrigeant les dépenses publiques courantes primaires des fluctuations conjoncturelles. C‘est-à-dire en appliquant le filtre HP au total des dépenses hors dépenses en intérêts de la dette et dépenses d‘équipement. Il est à noter que la correction des dépenses est assez problématique en liaison avec leur composition. En effet, une partie des dépenses dépendrait de décisions de politique en réaction aux exigences électorales ou de pression sociale et non pas nécessairement à la position du cycle économique. 92  Cahiers de la Recherche Quant à la deuxième méthode, les recettes et les dépenses corrigées seront estimées par les élasticités, qui selon les études empiriques peuvent être calculées ou prises comme hypothèse. Dans notre cas, elles ont été estimées par une régression linéaire. La correction des recettes et des dépenses à l‘output gap  ti , y a été réalisée à travers les équations (2) et (3) de l‘OCDE (section II.1.2). Avec cette méthode, la différence entre les recettes structurelles et celles effectives est très minime. Ce résultat reflète la faible sensibilité de ces variables à l‘évolution de l‘output gap. Ce dernier étant assez stable et proche de la croissance réelle de l‘économie. Tableau de comparaison entre les deux méthodes de correction 1999 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 Elasticités 11 192 11 913 13 250 14 593 15 832 19 750 23 754 30 114 45 920 40 651 38 707 IS* Lissage (HP) 9 353 12 545 14 642 17 113 19 970 23 198 26 742 30 506 34 372 38 213 42 028 Elasticités 11 580 15 651 16 763 17 853 19 685 23 297 24 017 28 096 32 557 27 345 24 902 IR* Lissage (HP) 12 362 15 282 16 902 18 598 20 342 22 098 23 822 25 480 27 042 28 503 29 918 Elasticités 4 128 4 625 5 128 5 316 5 496 6 480 7 162 9 364 10 168 9 979 9 946 DET* Lissage (HP) 3 959 4 725 5 191 5 717 6 304 6 948 7 637 8 354 9 078 9 797 10 513 Elasticités 37 476 39 843 41 019 42 047 44 266 48 973 54 231 67 292 79 201 72 622 77 436 II* Lissage (HP) 35 523 40 003 42 795 46 036 49 760 53 956 58 560 63 450 68 469 73 496 78 525 Elasticités 13 052 12 539 12 518 10 703 11 416 12 621 12 169 13 455 13 595 10 377 10 378 DD* Lissage (HP) 12 373 12 325 12 280 12 233 12 193 12 152 12 095 12 012 11 891 11 738 11 575 En outre, l‘étape finale d‘estimation des soldes structurel (S*) et conjoncturel dans la conception des institutions internationales est basée sur l‘équation (4) de l‘OCDE (section II.1.2). Le solde conjoncturel est, par construction, le deuxième élément du solde budgétaire à côté du solde structurel. Il est donc égal à la différence entre le solde budgétaire global et le solde structurel. III.2. Estimation du solde structurel : méthode du VAR structurel Il s‘agit d‘un VAR à deux variables, déficit en pourcentage du PIB à prix courants et croissance du PIB réel, sur données trimestrielles de T1:1990 à T4:2010. Les variables ont été désaisonnalisées et sont stationnaires en première différence pour le déficit sur le PIB et en dlog pour le PIB en termes réels. L‘analyse des retards par les critères d‘Akaike, Schwarz et Hannan-Quinn donnent un retard optimal de 4. La forme structurelle du VAR permet d‘imposer les restrictions afin de dégager les composantes structurelle et conjoncturelle dans l‘esprit de Blanchard et Quah. Dans le cas d‘un SVAR bivarié seul une restriction est suffisante, c'est-à-dire dans notre cas celle de long terme. La décomposition historique des séries, suite au choc imposé au modèle, a été résolue par l‘instruction bqfactor sur 93  Cahiers de la Recherche RATS, ce qui a donné la composante de long terme, autrement dit la partie structurelle qui ressort de la dynamique de fluctuation des deux variables du modèle. III.3. Synthèse des résultats des trois méthodes Les trois méthodes semblent donner des résultats différents en matière de soldes structurels et conjoncturels. Néanmoins les méthodes inspirées de celles des institutions internationales présentent le même profil. Il est à noter, qu‘à l‘exception de 2002, 2003, 2006, 2007 et 2010 le solde structurel issu du SVAR suit également la même tendance et présente des chiffres très proches. Tableau de comparaison entre les résultats des trois méthodes, en % du PIB courant 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 Solde budgétaire 0.4% -6.1% -8.0% -4.2% -4.4% -4.0% -5.2% -2.0% 0.2% 0.4% -2.7% -4.5% ère 1 méthode (1) Solde structurel -0.5% -9.0% 0.1% -5.4% -4.2% -4.3% -2.7% -2.3% -0.5% 1.6% -2.9% -4.1% Solde conjoncturel 0.9% 2.9% -8.2% 1.2% -0.2% 0.2% -2.5% 0.4% 0.6% -1.2% 0.3% -0.4% 2ère méthode (2) Solde structurel 1.2% -3.0% -2.8% -3.4% -5.0% -3.2% -4.5% -1.6% -2.0% -1.8% -4.9% -4.5% Solde conjoncturel -0.8% -3.1% -5.2% -0.8% 0.6% -0.8% -0.7% -0.4% 2.2% 2.2% 2.2% 0.0% SVAR (3) Solde structurel 2.4% -6.0% 0.7% 1.8% 1.4% -1.6% -1.3% 8.6% 3.5% -3.8% -5.1% 4.0% Solde conjoncturel -2.0% -0.1% -8.7% -6.0% -5.8% -2.4% -3.9% -10.5% -3.3% 4.2% 2.4% -8.5% Soldes structurels en % du PIB courant 10.0% 8.0% 6.0% 4.0% 2.0% 0.0% -2.0% 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 -4.0% -6.0% -8.0% -10.0% Solde structurel (1) Solde structurel (2) Solde structurel (3) Bouthevillain et alii (2000) avaient précisé que la méthode SVAR a tendance à exagérer les effets et donc les résultats présentent des écarts parfois significatifs par rapport aux méthodes à deux étapes. 94  Cahiers de la Recherche Tableau des statistiques descriptives Moyenne Ecart-type Médiane Maximum Minimum Solde budgétaire global -3.3% 0.027 -0.041 0.4% -8.0% 1ère méthode (1) Solde structurel -2.8% 0.029 -0.028 1.6% -9.0% Solde conjoncturel -0.5% 0.027 0.003 2.9% -8.2% 2ère méthode (2) Solde structurel -3.0% 0.018 -0.031 1.2% -5.0% Solde conjoncturel -0.4% 0.022 -0.006 2.2% -5.2% SVAR (3) Solde structurel 0.4% 0.042 0.010 8.6% -6.0% Solde conjoncturel -3.7% 0.045 -0.036 4.2% -10.5% Une analyse des statistiques descriptives relatives aux sorties des différentes méthodes confirme l‘idée des rapprochements entre les deux premières méthodes. Quant à la méthode SVAR, les max et min démontrent les exagérations discutées par Bouthevillain et alii (2000). En outre, la dispersion est plus élevée dans le SVAR comme en témoigne l‘écart-type, alors que pour les deux premières méthodes la dispersion est très proche de celle du solde budgétaire globale, ce qui traduit la stabilité des méthodes. Cette diversité se manifeste également dans la moyenne, qui est de près de -3% pour le solde budgétaire effectif et les soldes structurels des deux premières méthodes, alors que le SVAR donne une moyenne de +0,4% pour le solde structurel. 95  Cahiers de la Recherche CONCLUSION L‘objectif de cet article a été double. D‘une part, mettre en relief les plus importantes évolutions des agrégats des finances publiques sur trois décennies à la lumière de la lecture des statistiques du Trésor et une présentation des plus importants faits stylisés qui les ont accompagnées. En effet, l‘analyse des tendances lourdes de la politique budgétaire du Maroc ne peut se limiter à cette méthodologie de lecture mais devrait être menée plus profondément en analysant les interactions entre les secteurs et les interdépendances économiques. La politique budgétaire fait d‘ailleurs partie des politiques économiques, au même titre que la politique monétaire, politique de change, politique commerciale ou politique sociale. Les finances publiques constituent ainsi une caisse de résonance des décisions en matière politique et de pressions, aussi bien économique, sociale qu‘internationale. Par ailleurs, mettre en clair les bases d‘une évaluation de la politique budgétaire du point de vue de son orientation et des effets qui lui sont imposés, qu‘ils soient délibérés ou subis, constitue un élément supplémentaire et souvent indispensable de la relecture des finances publiques d‘un pays et le deuxième objectif de ce papier. Globalement, les trois méthodes utilisées afin de dégager une décomposition du solde budgétaire en partie discrétionnaire et partie automatique ont montré une certaine divergence, laquelle a été confirmée par les récents travaux en la matière. La grande difficulté serait donc la détermination de la démarche qui reflèterait, autant que faire se peut, la réalité de cette décomposition. 96  Cahiers de la Recherche Bibliographie des articles Afonso, A., Claeys, P., «The dynamic behaviour of budget components and output», WORKING PAPER SERIES, NO 775, 2007. Altãr, M., Necula, C., Bobeicã, G., «Estimating The Cyclically Adjusted Budget Balance For The Romanian Economy», Romanian Journal of Economic Forecasting, 2010. Audenis, C., Ménard, L., Prost, C., « Finances publiques et cycle économique : une autre approche », INSEE, 2001. 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Annexes Tableau 1 : Croissance économique Moy Moy Moy 199 199 199 199 200 200 200 200 201 (1980 (1990 (2000 0 2 4 8 2 4 8 9 0 -90) -00) -10) PIB nominal, en MM dh 238 274 314 384 445 505 689 736 764 Croissance nominale globale, en 11 1,3 11,9 8,3 4,5 5,9 11,8 6,9 3,8 11,2 5,3 6,9 % PIB réel, en MM dh 297 310 342 384 436 486 585 614 635 Croissance réelle globale, en % 2,8 -2,9 11,5 8,0 3,3 4,8 5,6 4,9 3,5 4,7 3,0 4,9 PIB non agricole, en MM dh 240 264 273 316 372 405 504 510 534 Croissance réelle NA, en % 5,2 5,6 3,7 4,6 3,2 4,9 4,0 1,1 4,8 4,3 3,6 4,6 Source : HCP Tableau 2 : Principales variables budgétaires, en pourcentage du PIB Moy Moy Moy 1990 1992 1994 1998 2002 2004 2008 2009 2010 (1980- (1990- (2000- 90) 00) 10) Recettes ordinaires 21,4 23,3 21,6 22,0 22,1 22,2 29,7 25,7 25,3 19,4 22,2 24,3 Recettes fiscales 19,5 21,2 19,0 19,2 19,7 19,3 27,0 22,7 22,7 17,5 19,7 21,6 Recettes non fiscales 1,9 2,1 2,6 2,2 1,6 2,2 2,4 2,5 2,1 1,9 2,1 2,1 Dépenses globales 24,6 25,2 25,1 25,1 26,3 26,3 29,3 27,8 29,9 26,8 25,3 28,0 Personnel 9,1 9,5 9,4 10,2 10,9 11,2 10,2 10,3 10,2 9,5 9,7 10,9 Investissement 6,5 6,2 6,1 4,0 4,5 4,2 5,5 6,3 6,1 7,4 5,8 5,1 Solde ordinaire 3,4 4,3 3,2 2,3 1,6 2,5 6,9 4,9 4,3 0,0 3,1 3,7 Solde primaire 2,4 3,0 2,2 1,6 -0,1 0,5 3,1 0,2 -2,3 4,8 5,1 6,7 Solde budgétaire -3,2 -1,9 -3,5 -3,1 -4,2 -4,0 0,4 -2,2 -4,6 -7,4 -3,1 -3,6 Source : MEF/DEPF et DTFE 99  Cahiers de la Recherche Tableau 3 : Principales composantes des recettes et des dépenses en pourcentage Moy Moy Moy 1990 1992 1994 1998 2002 2004 2008 2009 2010 (1980- (1990- (2000- 90) 00) 10) Recettes ordinaires 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 Recettes fiscales 91,1 91,0 85,4 87,1 83,0 85,2 90,7 88,5 89,7 90,3 87,2 85,6 Impôts directs 27,3 26,6 21,8 27,1 31,0 34,4 40,0 37,9 33,2 22,5 25,5 32,7 Impôts indirects 39,4 41,0 41,1 40,4 37,7 37,5 39,1 39,5 45,0 40,8 40,6 38,8 Droits de douane 19,7 19,3 18,6 15,2 9,7 8,4 6,7 6,3 6,3 19,7 16,9 9,2 Enregistrement et timbre 4,8 4,2 4,0 4,4 4,7 4,9 5,0 4,8 5,2 7,4 4,3 4,8 Recettes non fiscales 8,9 9,0 14,6 10,5 14,0 12,8 7,9 9,6 8,5 9,7 11,0 11,7 Recettes de certains CST 0,9 3,0 2,0 1,3 1,9 1,8 0,0 2,9 2,7 Dépenses globales 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 Dépenses ordinaires 73,5 75,4 75,9 83,0 83,1 83,9 80,6 76,8 77,6 72,8 77,2 81,1 Fonctionnement 49,2 53,5 51,8 59,6 62,9 62,3 55,1 61,4 56,1 50,3 54,0 60,3 Intérêts de la dette 22,6 19,6 20,1 19,5 13,9 12,6 9,4 8,7 8,5 17,8 19,8 12,7 Compensation 1,7 2,3 4,1 3,9 6,2 8,9 16,1 6,7 13,1 4,7 3,5 8,1 Investissement 26,5 24,6 24,1 17,0 16,9 16,1 19,4 23,2 22,4 27,2 22,8 18,9 Source : MEF/DEPF et DTFE. Calculs de l’auteur. 100