Il est d'usage de maximiser une fonction de bien-être social de type Bergson-Samuelson sous une contrainte de revenu fiscal pour le gouvernement lorsqu'il est question de réformer les taxes indirectes en vigueur⁴. Cette approche a contribué aux développements de la théorie de la taxation optimale. L'un des ingrédients de base de cette théorie est le ratio coût-bénéfice. Celui-ci incorpore un arbitrage entre les critères d'efficacité économique et d'équité sociale. Le premier critère rend compte de la réaction des agents économiques suite à la modification de la structure de taxation indirecte; le second tient compte d'un jugement de valeur sur la manière selon laquelle les pertes et les gains individuels doivent être pondérés pour capter les effets redistributifs de la réforme.

La littérature récente relative au bien-être social est davantage tournée vers le bien-être du segment pauvre de la population⁵, ce qui nous amène à l'idée de la minimisation d'un indice de pauvreté sous la contrainte d'un revenu fiscal pour le gouvernement. Dans plusieurs pays en développement, les transferts directs au profit des moins nantis de la population sont souvent contraints par le manque de données sur la distribution du bien-être, données nécessaires pour mettre en œuvre ces transferts directs de façon efficace. La réalité de ces pays a rendu incontournable, comme outil de redistribution, le système de transfert indirect, notamment à travers des taxes indirectes négatives (des subventions).

¹ CIRPÉE et Faculté des Sciences Economiques et de Gestion de Tunis. Campus Universitaire, Boul. 7 nov., El Manar, C.P. 2092, Tunis.

² Département d'économique et CIRPÉE, Pavillon DeSéve, Université Laval, Québec, Canada, G1K 7P4.

³ Nous remercions le CIRPÉE, le CRSH, la Chaire canadienne des politiques sociales et des ressources humaines, le FQRSC, ainsi que le programme PEP du CRDI pour leur soutien financier.

⁴ Voir, par exemple, Diamond (1975) et Ahmad et Stern (1984).

⁵ À ce sujet, voir Atkinson (1987) pour une discussion sur l'usage d'une mesure de pauvreté en tant que fonction de bien-être social.

Dès lors, la recherche d'une structure de taxes indirectes permettant d'atteindre les objectifs de l'efficacité économique et de l'allégement de la pauvreté devient l'une des pièces maîtresses de la stratégie de lutte contre la pauvreté.

Il est désormais admis, toutefois, que les indices de pauvreté sont, dans une large mesure, arbitraires. Les comparaisons cardinales de pauvreté nous amènent cependant à sélectionner un indice parmi plusieurs disponibles. Ces comparaisons conduisent également à utiliser un seuil depauvreté dont les procédures d'estimation sont toujours entachées de difficultés d'ordres éthique et statistique. Les voies de réformes fiscales déduites à travers la minimisation d'un indice et de seuil de pauvreté donnés risquent donc d'être arbitraires et peu robustes¹. L'objectif principal du présent texte est de démontrer qu'il est possible de réduire le caractère arbitraire d'une telle démarche. Nous proposons donc une méthodologie permettant de trouver des réformes fiscales qui réduisent la pauvreté pour un large choix de seuils et d'indices de pauvreté.

Pour atteindre cet objectif, nous prolongeons les travaux de Bibi (2001) et Duclos et al. (2002). D'une part, contrairement à Duclos et al. (2002), nous nous servons des estimations des élasticités de demande afin d'évaluer l'efficacité marginale de la variation des différentes taxes à la consommation; ce qui nous permet de tenir compte des critères d'efficacité économique dans la recherche des voies de réforme. D'autre part, contrairement à l'approche de Bibi (2001), laquelle est basée sur des indices de pauvreté prédéterminés, nous développons ici une approche valable pour un large choix de classes de mesures de pauvreté.

Nous prolongeons aussi les importantes contributions de Mayshar et Yitzhaki (1995) et Yitzhaki et Lewis (1996). Néanmoins, contrairement à ces auteurs qui se limitent à l'identification des réformes fiscales vérifiant la condition de robustesse d'ordre 2, nous généralisons ces travaux en permettant l'identification des réformes vérifiant divers ordres de robustesse. Il permet, enfin, de censurer la distribution de bien-être à différents niveaux (selon le choix de l'intervalle de seuils de pauvreté). L'application de cette méthodologie à des données tunisiennes révèle que la pauvreté peut être réduite, à un revenu fiscal total constant pour le gouvernement, en augmentant le taux de subvention pour les céréales à base de blé dur et l'huile de mélange et en le diminuant pour le sucre, le lait et ses dérivés.

Le texte est organisé comme suit : la section 1 développe le lien entre la fiscalité indirecte et la réduction de la pauvreté; la section 2 décrit comment examiner la robustesse des effets d'une réforme fiscale sur la pauvreté selon divers ordres de principesé thiques; la section 3 applique notre méthodologie à des données tunisiennes et la section 4 apporte la conclusion.

¹ À titre d'exemple, cette voie a été suivie par Bibi (1998).

1. TAXATION INDIRECTE ET PAUVRETÉ

Soient p et t respectivement des K -vecteurs de prix à la consommation et de taux de taxes indirectes. Pour des raisons de simplicité, nous supposons que les prix à la production sont insensibles aux variations des éléments de t et nous les normalisons à 1. Nous avons donc pk = 1 + tk et dpk = dtk, où pk et tk désignent respectivement le prix à la consommation et le taux de taxation indirecte du bien k. Lorsque le bien k est subventionné, tk < 0. Soit x(y, ω; p) un vecteur de quantités des K biens consommés par un individu ayant un revenu exogène y, faisant face au système de prix à la consommation p, et caractérisé par un indicateur ω qui reflète ses préférences.

Dans la mesure où nous envisageons d'évaluer les effets sur la pauvreté d'une réforme qui modifie la structure des taxes indirectes, nous devons utiliser un indicateur de bien-être individuel sensible aux variations des prix. La fonction de revenu équivalent de King (1983), ye(y, ω; pr, p), constitue à cet égard un choix approprié. Elle est implicitement définie par :

où v(y, ω; p) représente la fonction d'utilité indirecte, prest un vecteur de prix de référence et ye est le niveau de dépense qui, au système de prix pr, garde le même niveau d'utilité que celui réalisé avec le couple (y, p). Il faut ici noter que ye constitue une cardinalisation monétaire exacte du niveau d'utilité actuel dans la mesure où elle correspond à une transformation monotone croissante de v (y, ω; p). La variable ye peut être aussi interprétée comme une fonction de dépense définie par rapport au système de prix pr. L'inversion de (1) permet d'obtenir ye(y, ω; pr, p).

Dans le but de décrire les effets d'une réforme fiscale sur la pauvreté, nous devons maintenant discuter comment ce mal-être peut être mesuré. Depuis le travail fondateur de Sen (1976), une littérature importante s'est développée autour de ce sujet. La classe de mesures de pauvreté la plus utilisée est celle proposée par Foster et al. (1984), connue sous l'abréviation FGT. Nous utilisons les mesures de cette classe lors de nos développements théoriques, bien que notre objectif principal soit plutôt de montrer que l'usage des indices de cette classe est aussi utile pour prédire la réaction de plusieurs autres indices aux changements fiscaux. Soit z, un seuil de pauvreté en valeur réelle, c'est-à-dire, mesuré en termes des prix de référence pr¹. La classe de mesures FGT peut alors être définie comme suit :

où f+ = max(0, f) et où F (ye) indique la fonction de distribution du revenu équivalent ye. Le coefficient a est un paramètre qui reflète l'aversion à la pauvreté ou, encore, la sensibilité de P α (z) à la distribution du revenu. Les indices de la classe FGT correspondent à une moyenne pondérée des déficits de pauvreté normalisés, (z – y)+/z. L'indicateur P0(z) correspond à l'incidence de la pauvreté (le pourcentage de la population pauvre), P1(z) est la moyenne des déficits de pauvreté normalisés (l'intensité de la pauvreté), et P 2 (z) est souvent décrite comme étant la sévérité de la pauvreté. Pour α > 1, Pα(z) est sensible à la distribution du bien-être au sein des pauvres. Enfin, lorsqu'une valeur très élevée de α est adoptée, Pα(z) correspond à la fonction d'utilité sociale de Rawls (1971).

Le revenu du gouvernement en provenance de la taxation indirecte est donné par la formule suivante :

où xk(y; p) désigne le niveau moyen de consommation du bien k des individus ayant un niveau de revenu² y et où F(y) est la fonction de distribution des dépenses nominales. Nous supposons que R(t) reste invariant suite aux réformes fiscales : ces réformes sont donc à revenu neutre. Dès lors, les directions optimales des changements fiscaux peuvent être décrites par la solution d'un problème de minimisation d'un indice de pauvreté étant donné la contrainte d'un revenu fiscal constant pour le gouvernement.

Il ne s'agit pas ici, toutefois, d'identifier la structure optimale de taxation indirecte, laquelle dépendra nécessairement du choix du seuil et de l'indice de pauvreté. Notre objectif est plutôt de déduire des modalités de réformes qui baissent la pauvreté telle que mesurée par un large choix de seuils et d'indices de pauvreté. Comme on le verra, la modalité de ces réformes est pourtant dictée par les dérivées premières de Pα(z) et R(t) par rapport à tk.

¹ En termes de (1), si vz est le niveau minimal d'utilité nécessaire pour atteindre un niveau de vie décent, alors v (z, ω; p') ≡ vz pour tout ω.

² , où F(ω|y) désigne la distribution des préférences condition-nelle à un niveau de revenu y et où Ω est l'ensemble de toutes les possibilités de ω.

Dès lors, soit xk(p) la consommation par tête du bien k, E k, le coût d'efficacité économique de l'accroissement des recettes fiscales à partir d'une augmentation de la taxe à la consommation du bien k¹, et , un coût, en termes d'aggravation de la pauvreté, qui résulte de la hausse de cette taxe et qui est exprimé en proportion de xk(p). Formellement, Ek et peuvent être donnés par :

et

Il est utile de préciser que désigne aussi les caractéristiques redistributives du bien k au sens de Feldstein (1972). Le produit de ces deux indicateurs donne , le coût en termes d'accroissement de la pauvreté d'une augmentation d'une unité monétaire des recettes fiscales en provenance de la taxation du bien k :

D'une part, plus la valeur de est élevée, plus l'effet d'une hausse de tk sur la pauvreté est important. D'autre part, plus la valeur de Ek est importante, moins l'effet de la hausse de tk sur les recettes fiscales est notable. Dès lors, la majoration de tk entraîne une aggravation importante de l'inefficacité économique des taxes à la consommation. Le ratio est donc le produit d'un compromis entre un critère redistributif au profit de la population pauvre et un autre indiquant le coût, en termes d'efficacité économique, de la modification d'un taux de taxation donné. Par ailleurs, Ek prend une valeur négative lorsque l'augmentation de tk entraîne une réduction du revenu fiscal. Ceci est vrai lorsque cette hausse s'opère là où la courbe de Laffer devient décroissante; et il est toujours indiqué dans un tel cas de réduire tk.

Étant donné cette interprétation, il est clair que la détermination des devient indispensable afin d'identifier les réformes fiscales souhaitées, c'est-à-dire réalisant un compromis entre efficacité économique et réduction de la pauvreté. En effet, ce qui compte dans l'identification de ces réformes, c'est le classement ordinal des différents , pour k = 1,…, K. Lorsque , la pauvreté, telle que mesurée par Pα(z), peut être réduite en augmentant tj et en diminuant tlde manière à maintenir constant le revenu fiscal (réforme à revenu neutre pour l'État).

¹ Voir Mayshar et Yitzhaki (1995), Bibi (2001) et Duclos et al. (2002) pour une discussion à ce propos.

Soit . À l'aide de l'identité de Roy et en choisissant le système de prix actuel comme référence, pr = p, il devient possible de montrer que :

où f(z) est la densité du revenu au point z. L'interprétation de (7) diffère selon que a prend une valeur positive ou nulle.

• Lorsque α = 0, l'objectif de la réforme est de réduire l'incidence de la pauvreté. Cet objectif est atteint dès que le bien-être de ceux qui se trouvent à la marge de la population pauvre s'améliore. Ainsi, seul le vecteur de consommation x(z; p) de ceux ayant un revenu égal ou proche de z compte dans l'identification des réformes. Chercher à réduire P0(z) peut donc conduire à des réformes qui profitent davantage aux plus nantis des pauvres. Celles-ci risquent même de défavoriser les moins nantis de la population pauvre. Ce risque devient réel dans la mesure où la structure de consommation des individus ayant un niveau de dépenses autour de z est largement différente de la structure de consommation des plus démunis des pauvres.

• Lorsque α > 0, le bien-être de chaque pauvre compte, mais pas nécessairement avec le même poids. Les pondérations associées à la consommation d'un bien sont proportionnelles aux déficits de pauvreté . Ceteris paribus, plus la valeur de α est élevée, plus la taxation desbiens consommés particulièrement par les plus pauvres devient indésirable. Dans la mesure où il existe un bien non consommé par les pauvres, l'accroissement de son taux de taxation est neutre sur le bien-être de la population pauvre, et nous avons alors = 0.

Étant donné que :

et que :

et à l'aide de l'expression (6), une réforme à revenu neutre permettant de réduire la pauvreté et de maintenir constant le revenu de l'État doit respecter les deux conditions suivantes :

où δk = (∂R(t)/∂tk)dtk. Une fois l'estimation des faite, à l'aide des équations (4), (5), (6) et (7), il devient relativement simple de chercher un vecteur (δ1,…, δK) de sorte que les conditions formulées dans l'équation (10) soient respectées.

2. ANALYSE DE ROBUSTESSE

L'analyse qui précède dépend de la sélection du seuil et de l'indice de pauvreté. Dans la mesure où ces deux choix risquent d'être arbitraires, il en sera de même pour la nature des réformes qui en découlent. Nous avons également remarqué que la volonté de réduire l'incidence de la pauvreté peut conduire à des réformes pénalisant les plus pauvres, ce qui est de nature à créer des problèmes d'ordre éthique.

Il est heureusement possible de réduire ce degré d'arbitraire en choisissant des réformes fiscales qui allègent nécessairement la pauvreté pour un large choix de z et pour une classe « acceptable » d'indices de pauvreté. Le caractère acceptable ou inacceptable des indices de pauvreté est apprécié selon que ceux-ci respectent ou non des critères normatifs correspondant à un ordre éthique (ou de robustesse) donné. Chaque ordre de robustesse caractérise une classe d'indices de pauvreté. À mesure que l'ordre de robustesse croît, une structure plus précise est imposée aux indices de pauvreté concernant la façon par laquelle ces indices classent la distribution du bien-être. En procédant ainsi, nous explorons les voies de réformes qui baissent la pauvreté à travers un large choix de z et pour plusieurs ordres éthiques en matière de mesures de pauvreté.

Pour expliciter cette démarche, nous considérons la forme générale et utilitariste suivante de la fonction d'évaluation de la pauvreté¹ :

où π(y,ω; z) est la contribution d'un individu caractérisé par le couple (y, ω) à la pauvreté globale. Une classe de fonctions d'évaluation de la pauvreté Πs, d'ordre de robustesse s, peut alors être définie par les propriétés devant être observées par π(y, ω; z) lorsque z est inférieur à une borne maximale z*. La première propriété désirable est que π (y, ω; z) ne soit pas croissante par rapport à y, pour toutes les valeurs possibles de y et de ω. Étant donné qu'il s'agit là d'une condition éthique faible, et universellement admise², nous considérons que la classe de mesures qui la satisfait est d'ordre de robustesse 0 et nous la désignons par Π0(z*).

Plus précisément, supposons que π(y, ω; z) est différentiable par rapport à y lorsque y < z, et désignons par π(s)(y, ω; z) la dérivée d'ordre s de π(y, ω; z) par rapport à y. Dès lors, Π0(z*) peut être défini par :

La première ligne à droite de l'équation (12) définit l'intervalle à travers lequel z peut être choisi pour mesurer la pauvreté. La deuxième ligne indique que les indices de cette classe respectent « l'axiome de concentration », lequel stipule que les variations du niveau de vie des non-pauvres ne doivent pas affecter la mesure de pauvreté. La dernière ligne précise que P(z) n'augmente pas lorsque le revenu augmente. Dans la mesure où une réforme n'accroît aucun des indices de la classe Π0(z*), celle-ci ne détériore donc le bien-être d'aucun individu ayant un revenu inférieur ou égal à z* – c'est-à-dire qu'elle doit entraîner une amélioration du bienêtre au sens de Pareto à travers cet intervalle de revenu. La réforme est clairement Pareto-efficace lorsqu'elle n'augmente aucun des indices de pauvreté de la classe Π0(∞).

¹ D'une certaine façon, une fonction d'évaluation de la pauvreté peut être considérée comme une fonction d'utilité sociale censurée à z. À ce sujet, voir par exemple Atkinson (1987). Par ailleurs, et afin de simplifier cette présentation, nous n'utilisons que des mesures additives de pauvreté.

² Avec une conception relative de la pauvreté, il est possible de s'écarter de cette règle. En effet, l'amélioration du bien-être d'un pauvre peut accroître le seuil de pauvreté relatif et, probablement, la pauvreté globale. Nous supposons toutefois que la variation du niveau de bien-être d'un pauvre est sans aucune conséquence sur z.

Il est toutefois bien admis que la recherche de réformes Pareto-efficaces est généralement vouée à l'échec dès lors que les préférences sont très hétérogènes. Pour qu'une réforme fiscale soit en harmonie avec le critère de Pareto, aucun individu – indépendamment de ses préférences – ne doit subir une baisse de bien-être à la suite de son entrée en vigueur. Il est manifestement difficile, voire impossible, d'observer ce critère, même si nous limitons considérablement l'intervalle de variation possible de z. Partant de cette considération, plusieurs études se sont basées sur des formes particulières de fonctions de bien-être social ou sur un certain système de pondération du bien-être individuel¹.

La démarche alternative que nous proposons consiste à adopter des critères normatifs correspondant à un ordre de robustesse plus élevé que celui de Pareto, générant ainsi des ordres 1, 2, etc. Le premier principe que nous adoptons, et qui correspond à la robustesse d'ordre 1, est que les contributions π(y, ω; z) indiquées dans l'équation (11) ne doivent plus dépendre du paramètre ω, de sorte que π (y, ω; z) = π (y; z), quelle que soit la valeur de ω. La nouvelle classe respecte par conséquent le principe de l'anonymat (ou de la symétrie), et la fonction décrite par l'équation (11) devient simplement (y, z)dF(y). Les indices de pauvreté qui respectent le principe de la symétrie appartiennent donc à la classe Π1(z*) définie par :

Duclos et al. (2002) désignent par Pen-efficace toute réforme qui n'entraîne pas une aggravation de la pauvreté telle que mesurée par tous les indices de la classe Π1(∞)². Dans ce texte, nous mettons davantage l'accent sur une version partielle de la Pen-efficacité, c'est-à-dire sur les réformes Pen-efficaces à travers l'intervalle [0, z*] de variation du bien-être. Autrement dit, ces réformes respectent la condition de robustesse d'ordre 1. Les résultats de Duclos et al. (2002) peuvent donc être utilisés pour démontrer que³ :

Théorème 1 : Une condition nécessaire et suffisante pour qu'une réforme fiscale à revenu neutre, décrite par le vecteur (δ1, …, δK), soit compatible avec les critères de robustesse d'ordre 1 − c'est-à-dire qu'elle n'accroît aucun indice de pauvreté P(z) de la classe Π1(z*)– est que :

¹ Voir, par exemple, King (1983) et Ahmad et Stern (1984), qui ont utilisé un système de pondération décroissant par rapport au revenu.

² Pour Bibi (2001), la réforme est qualifiée de Pen-efficace lorsqu'elle diminue l'incidence de la pauvreté pour tous les choix possibles de z.

³ Voir en particulier leur premier théorème.

et

Si la réforme fiscale ne remplit pas les conditions décrites par l'équation (14), alors ses effets sur la pauvreté sont ambigüs. Certains indices P(z) de la classe Π1(z*) révéleront un recul de la pauvreté, pendant que d'autres indiqueront un résultat contraire. Face à ce problème, deux solutions sont envisageables. La première consiste à réduire la taille de la population potentiellement pauvre en abaissant z*. Cette solution n'est pas toujours pertinente, notamment lorsque z* est déjà fixé à un niveau modéré. La seconde consiste à imposer de nouveaux critères normatifs aux indices de pauvreté, ce qui nous amène à étudier la condition de robustesse de deuxième ordre.

Le principe éthique qui sous-tend la robustesse d'ordre 2 est qu'un transfert d'un pauvre à un autre encore plus pauvre doit baisser, au moins partiellement, la pauvreté. Cela signifie que les indices de pauvreté doivent se conformer au principe de transfert de Pigou-Dalton, c'est-à-dire qu'ils doivent être sensibles à la distribution du revenu. En plus des conditions éthiques précédentes, la classe Π2(z*) est définie par :

où la dernière ligne de l'équation (15) impose la continuité des indices de pauvreté au niveau du seuil de pauvreté, ce qui exclut les mesures discontinues (telles que l'incidence de pauvreté).

De manière analogue, nous pouvons définir la classe de mesures de pauvreté correspondant à la robustesse d'ordre 3, Π3(z*). Le nouveau principe normatif qui sous-tend cette classe stipule que, pour une certaine distance séparant le revenu du donateur (yd) et du récipiendaire (yr) d'un transfert (avec yr < yd), la baisse de la pauvreté doit décroître à mesure que yr augmente. Cette condition requiert l'inspection du signe de la troisième dérivée de π(y;z):

Ainsi, si π(3)(y; z) est négative, la magnitude de π(2)(y; z) baisse avec y. Un transfert de type Pigou-Dalton perd donc de son efficacité à mesure que les récipiendaires deviennent moins pauvres.

En imposant le signe approprié à π(r)(y;z)¹, ce processus peut être poursuivi afin de définir n'importe quel ordre de robustesse s. Nous pouvons alors utiliser les résultats de Duclos et al. (2002) pour démontrer :

Théorème 2 : Une condition nécessaire et suffisante pour qu'une réforme fiscale à revenu neutre, décrite par le vecteur (ω1, …, ωK), soit compatible avec les critères de robustesse d'ordre s – c'est-à-dire qu'elle n'accroît aucun des indices P(z) membres de Πs(z*) – est que :

et

L'un des moyens permettant d'examiner l'existence des voies de réformes désirées consiste simplement à reproduire graphiquement les valeurs prises par chaque à travers l'intervalle de variation du seuil de pauvreté, c'est-à-dire pour toute valeur possible de z dans [0, z*]. Dans la mesure où il existe deux courbes de qui ne se croisent pas, pour k= j, l, alors une réforme qui modifie les taux de taxation imposés aux biens j et l peut être facilement élaborée. Celle-ci entraînera sans équivoque une baisse de la pauvreté telle que mesurée par tous les indices de la classe Πs(z*).

Pour illustrer ce qui distingue l'évaluation des effets d'une réforme sur la pauvreté selon les critères de robustesse d'ordre 1 des critères de robustesse d'ordre 2, supposons qu'il n'existe que deux groupes d'individus. Les individus du premier groupe ont un niveau de revenu y1 et ceux du second groupe ont un niveau de revenu y2, avec y1 < y2 < z. Pour que la réforme soit Pen-efficace, elle doit améliorer (en moyenne) le niveau de vie de chacun de ces deux groupes. Cela correspond à un droit de veto accordé à chaque groupe (et non à chaque individu) au regard de son revenu moyen. Par contre, le théorème 2 et l'équation 10 montrent que la Pigou-Dalton-efficacité exige l'amélioration (en moyenne) du niveau de vie du premier groupe ainsi que le niveau de vie moyen de toute lapopulation – mais pas nécessairement un accroissement du revenu moyen du deuxième groupe. Cette condition implique que la réforme baisse la pauvreté dès lors que le gain moyen du premier groupe est au moins suffisant pour compenser une perte moyenne éventuelle du deuxième groupe.

¹ En procédant par itération, il est clair que le signe de π(r)(y;z) est donné par celui de (− 1)r.

3. APPLICATION SUR DES DONNÉES TUNISIENNES

La détermination des voies de réforme souhaitées requiert, tout d'abord, la connaissance de la distribution du revenu et de la consommation des biens, ce que les enquêtes de budget et de la consommation des ménages révèlent avec une certaine précision. Dans le but de déduire des voies de réforme respectant la condition de robustesse d'ordre 1, il est aussi nécessaire d'estimer la valeur attendue des dépenses en chaque bien des individus ayant un revenu égal ou proche de z. Nous nous servons de l'approche non paramétrique en utilisant l'estimateur Kernel pour atteindre cette fin¹. Il est également indispensable d'avoir des estimations fiables des élasticités prix de la demande. Ces estimations constituent un préalable nécessaire à l'investigation des voies de réformes fiscales réalisant un compromis entre efficacité économique et réduction de la pauvreté.

3.1. Estimation d'un système de demande

Lanécessité d'estimer unsystème de demandequi présente de bonnes propriétés d'agrégation à travers les ménages nous amène à adopter une forme fonctionnelle qui soit la plus flexible possible. Le système de demande que nous avons estimé est le suivant :

avec

où wj(y;p) est la part budgétaire du bien j au point y et est un terme résiduel. L'équation (18) est issue du modèle QAIDS « Quadratic Almost Ideal Demand System » de Banks et al. (1997), où les parts budgétaires sont linéaires par rapport aux paramètres θjk, γj, et μj. La méthodologie d'estimation est inspirée de celle de Deaton (1988). Elle consiste à exploiter la variation spatiale des prix afin d'estimer, notamment, les paramètres des effets prix, θj k, dans l'équation (18).

Le modèle décrit par l'équation (18) a été utilisé pour estimer les effets spécifiques aux prix de quinze biens alimentaires. Les données utilisées sont issues de l'enquête sur le budget et la consommation des ménages menée en Tunisie en 1990. Cette enquête porte sur les dépenses et les quantités des biens alimentaires, les dépenses (mais non les quantités) des biens non alimentaires et plusieurs caractéristiques sociodémographiques de 7 734 ménages. La méthode et les résultats d'estimation de ce modèle sont exposés en détail dans Bibi (2001). Le tableau 1 rapporte les élasticités prix propres et croisées des différents biens. À la lecture de ce tableau, nous pouvons remarquer que la plupart des élasticités prix propres sont, conformément à la théorie du consommateur, négatives et statistiquement significatives. Nous pouvons également remarquer que le signe des élasticités croisées valide la substituabilité entre les divers biens à base de céréales, entre l'huile d'olive et l'huile de mélange, et, enfin, entre la plupart des produits à base de protéines animales.

¹ Voir, par exemple, Silverman (1986).

Tableau 1. – Matrice des élasticités prix

Les valeurs entre parenthèses indiquent le t de Student.

Les résultats exposés au tableau 1 peuvent être utilisés pour prédire l'effet d'une variation d'une taxe à la consommation sur le revenu fiscal. Pour ce faire, notons que l'espérance de la charge fiscale obtenue à partir des taxes indirectes au point y est donnée par :

Dans la mesure où, , il est possible de montrer que :

En conséquence, le coût en efficacité économique, défini par l'équation (4), de l'accroissement du revenu de l'État au moyen d'une plus forte taxation du bien j peut prendre la forme explicite suivante :

où wj(p)est la part budgétaire agrégée du bien j définie par :

Soit , L'équation (7) peut alors être reformulée comme suit :

À l'aide des équations (21) et (23), l'équation (6) peut être réécrite comme suit :

où ekj est l'élasticité prix croisée du bien k par rapport au prix du bien j. Le dénominateur de l'équation (24) capte l'effet de la hausse de tj sur le revenu fiscal. Le deuxième terme de ce dénominateur est égal au taux de taxation multiplié par l'élasticité prix propre. Il correspond à une estimation de la distorsion relative à la variation de tj. Lorsque la valeur de ce terme est suffisamment faible, comme c'est le cas des biens élastiques fortement taxés, il va accentuer la valeur de . Cela signifie que le bien j est alors une mauvaise cible pour consolider le revenu fiscal. Le dernier terme du dénominateur renseigne sur la distorsion qu'engendre la variation du prix du bien j sur les autres biens. Lorsque la taxe à la consommation de tous les biens est faible, la valeur de E j sera proche de 1. Dès lors, le critère d'efficacité économique importe peu dans la recherche des plans de réformes qui réduisent la pauvreté. Seules les caractéristiques redistributives au sens de Feldstein (1972), captées par l'indicateur , seront dans ce cas utiles dans la définition des réformes.

3.2. Les résultats de l'analyse

Nous concentrons notre étude sur six biens dont la modification de prix risque de provoquer une importante modification du pouvoir d'achat des pauvres. Ces biens sont les céréales à base de blé dur, les céréales à base de blé tendre, l'huile de mélange, les autres biens subventionnés (volailles et œufs, lait et dérivés et sucre), les biens non taxés (légumes, fruits, viande, huile d'olive, et poissons), et les biens taxés (produits sucrés, conserves, autres produits alimentaires et biens non alimentaires). Notre analyse est tout d'abord basée sur la fixation d'un seuil de pauvreté égal à 335 dinars tunisiens (DT) par tête et par an¹. Cette valeur correspond à 50 % de la médiane des revenus équivalents par tête lorsque le système de prix de référence correspond au système de prix actuellement en vigueur.

¹ En 1990, 1 DT correspondait approximativement à 1 dollar américain.

Le tableau 2 reporte le coût, en termes d'efficacité économique, de l'accroissement de la taxe à la consommation de chaque bien¹, Ek. Ce tableau indique en outre la valeur de l'indicateur résumant les caractéristiques redistributives de chaque bien, et le ratio (global) coût-bénéfice de l'augmentation de 1 DT du revenu fiscal, .

Deux groupes de biens se distinguent clairement à partir de l'analyse des résultats exposés au tableau 2. Le premier inclut le blé dur, le blé tendre et l'huile de mélange. Le second comprend les autres biens subventionnés, les biens non taxés et les biens taxés. Les biens du premier groupe constituent une bonne cible pour réduire leur taux de taxation (ou augmenter leur taux de subvention), comme le prouve la forte valeur de et de Ek. La réciproque est vraie pour les biens du second groupe : ils sont une bonne cible pour accroître leur taux de taxation ou diminuer leur taux de subvention. Dès lors, une hausse de la subvention affectée aux biens du premier groupe financée par une hausse de la taxe à la consommation imposée aux biens du second groupe constitue un moyen socialement efficace pour combattre la pauvreté.

Force est de constater que le classement ordinal des biens du premier groupe par rapport à ceux du second est insensible aux choix de α. La valeur de est toujours la plus élevée pour l'huile de mélange mais toujours la plus faible pour les biens taxés. Un meilleur effet sur la pauvreté serait donc obtenu au moyen d'une subvention plus élevée au premier bien financé par une hausse de la taxe imposée au deuxième bien.

¹ Nous rappelons que ce coût est égal à 1 ajusté par le coût de la charge excédentaire.

Toutefois, il n'est pas certain que les effets de ces modalités de réformes sur la pauvreté ne dépendent pas, de façon critique, du choix du seuil de pauvreté, z. Il est donc indiqué de préciser l'ordre de robustesse de ces réformes. Le graphique 1 retrace les valeurs estimées de dans le but de prospecter des modalités de réformes Penefficaces. Comme nous pouvons le constater, plusieurs courbes se coupent, ce qui signifie l'absence de modalités de réformes vérifiant la condition de robustesse d'ordre 1. Cependant, si nous admettons une limite supérieure du seuil de pauvreté égale à 900 DT¹, nous pouvons déduire que les modalités de réformes discutées plus haut sont effectivement Pen-efficaces.

Graphique 1. – Réformes Pen-efficaces

Il est utile à ce stade de préciser que plusieurs études appliquées ont en effet suggéré la restructuration des subventions à la consommation. À ce titre, Tuck et Lindert (1996) ont préconisé la réduction du taux de subvention sur le blé tendre et sur les biens inclus dans la rubrique autres biens subventionnés et la consolidation des subventions allouées au blé dur et à l'huile de mélange. Le cadre théorique développé dans la section 2 permet de tester la robustesse de ce type de propositions.

¹ En 1990, 77,5 % de la population tunisienne avait une dépense annuelle inférieure à cette limite.

Le tableau 3 rapporte la borne supérieure du seuil de pauvreté sous laquelle le classement ordinal des du premier groupe de biens demeure inchangé¹. Comme le montre ce tableau, l'augmentation du taux de subvention de l'huile de mélange est Pen-efficace tant que le seuil de pauvreté ne dépasse pas la limite des 275 DT². Cette réforme est Pigou-Dalton-efficace pour tout seuil de pauvreté inférieur à 450 DT. Néanmoins, dans la mesure où il est difficile d'admettre un seuil de pauvreté inférieur à 190 DT, baisser les subventions sur le blé tendre pour accroître celles sur le blé dur ne peut être considéré Penefficace, quoique cette modalité de réforme semble être conforme aux critères de robustesse d'ordres 3 et 4.

Les modalités de réformes que nous venons de discuter ne peuvent avoir une portée concrète que dans la mesure où elles sont politiquement soutenables. En effet, lorsque les décideurs de la politique économique sont dans l'incapacité de prévoir les conséquences politiques de ces réformes, ils ne peuvent les adopter, même si ces réformes répondent à des critères d'ordre économique ou éthique. Quoiqu'il ne faille pas négliger le poids (politique) de la référence à des valeurs de connotation favorable, comme l'efficacité économique et surtout la réduction de la pauvreté, le soutien politique de ces réformes sera consolidé si celles-ci améliorent le bien-être de la majorité des citoyens. Il est donc utile de préciser le pourcentage cumulatif des gagnants suite à deux scénarios de réforme ayant en commun l'augmentation du taux de subvention de l'huile de mélange. Selon le scénario 1, la réforme réduit le taux de subvention du blé tendre pour maintenir inchangé le revenu fiscal pendant que selon le scénario 2, la réforme baisse, pour la même raison, le taux de subvention des autres biens subventionnés. Le graphique 2 montre que le scénario 1 ne peut consolider l'attrait politique de la lutte contre la pauvreté puisque la proportion des gagnants de la réforme ne dépasse jamais les 40 % de la population. Cependant, en plus d'être Penefficace, le scénario 2 serait même politiquement soutenable étant donné qu'il pourrait recueillir l'approbation de 70 % de la population.

¹ Nous n'avons pas inclus les autres biens subventionnés dans ce tableau puisqu'ils font partie du second groupe.

² Le seuil de pauvreté « officiel » estimé par l'Institut National de la Statistique et la Banque Mondiale (1995) est de 218 DT dans les zones urbaines et 185 DT dans les zones rurales.

Graphique 2. – Proportion des gagnants

4. CONCLUSION

Comme son nom le suggère, la théorie de la taxation optimale a pour objet d'indiquer des voies de réformes qui répondent à des critères d'efficacité économique et d'équité sociale. Ce travail relie l'objectif de l'équité à celui de la lutte contre la pauvreté. La méthode suivie consiste à exprimer l'objectif du décideur public explicitement en termes d'allégement de la pauvreté et à maximiser cet allègement sous une contrainte de revenu fiscal. Cette démarche est appuyée par une analyse de robustesse afin d'éviter des choix arbitraires de seuils et de mesures de pauvreté. Le recours à l'analyse de robustesse nous a permis de généraliser l'approche de Mayshar et Yitzhaki (1995) à de l'analyse de robustesse d'ordres autres que 2. Par ailleurs, étant donné qu'il est sou-vent question d'étudier la robustesse des effets d'une réforme sur les groupes vulnérables de la population, nous mettons l'accent sur le problème de la lutte contre la pauvreté plutôt que sur celui de l'amélio-ration du bien-être social. Notre démarche permet donc de tester dans quelle mesure les réformes fiscales peuvent être utilisées comme instrument de lutte contre la pauvreté, selon plusieurs critères normatifs qui sous-tendent le choix du seuil et de la mesure de pauvreté.

L'analyse empirique est conduite en utilisant des données tunisiennes portant sur le budget et la consommation des ménages. Nous avons, entre autres, testé la thèse selon laquelle la réduction des subventions sur le blé tendre et l'accroissement de celles sur le blé dur et sur l'huile de mélange améliore le ciblage des transferts indirects et, par conséquent, fait baisser la pauvreté. Le cadre théorique élaboré dans ce texte révèle qu'une telle réforme ne peut se conformer aux critères de robustesse d'ordre 1, mais qu'elle peut être en harmonie avec les principes éthiques qui caractérisent la robustesse d'ordre 2, c'est-à-dire si la pauvreté est appréhendée à travers des indices sensibles à la distribution du bien-être au sein des pauvres.

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