… et les cicatrices de la crise s’effacent peu à peu

17Au quatrième trimestre 2017, le PIB par habitant a dépassé de 2,3 % le niveau qu’il avait atteint lors de son précédent pic au premier trimestre 2008. Ce résultat pourrait être vu comme l’effacement d’une décennie de crise. Pourtant, cet apparent retour à la normale implique une quasi-stagnation de la production par habitant durant 9 années, délai inhabituel pour rétablir le PIB par habitant à son niveau d’avant-crise (graphique 3). Et ce n’est que depuis le quatrième trimestre 2016, à la faveur du redémarrage de l’économie française, que le PIB par habitant a dépassé son précédent sommet.

Graphique 3

PIB par habitant en France

PIB par habitant en France

18Les symptômes de la crise, qui ne se réduisent pas à l’analyse de la croissance agrégée seule, ont longtemps perduré mais ils montrent aussi des signes d’amélioration graduelle. L’investissement global qui, en proportion du PIB au quatrième trimestre 2017, se situe -1,4 point en dessous de son niveau de 2008, commence à combler son retard en ayant regagné 1 point depuis son point bas du deuxième trimestre 2015 (graphique 4). L’investissement des entreprises y a largement contribué, ce dernier ayant rattrapé son retard, stimulé à partir de la seconde moitié de 2015 par l’effet d’accélérateur, le suramortissement fiscal pour les investissements industriels, le bas niveau des taux d’intérêt et la nette amélioration des marges. Mais les chocs négatifs sur l’investissement des ménages et des administrations publiques n’ont pas été corrigés : le premier se situe encore -1,3 point de PIB sous son niveau de 2008 malgré son redressement, modeste, depuis le début de 2016, le second -1 point en dessous alors qu’aucun freinage de la baisse n’est encore visible.

Graphique 4

Taux d’investissement par agent

Taux d’investissement par agent

19Le marché du travail reste dégradé mais montre des signes d’amélioration. Le taux de chômage au sens du BIT se situe encore 1,7 point au-dessus de son point bas d’avant-crise (8,9 % au deuxième trimestre 2017, contre 7,2 % au premier trimestre 2008 pour la France entière), mais son repli (-1,1 point) s’est accéléré en 2017 par rapport à 2016 (-0,2 point. Et après avoir atteint un point historiquement bas fin 2016, le taux d’emploi en CDI s’est redressé en 2017.

20Les situations d’activité à temps partiel contraint ou de chômage partiel, que l’on peut assimiler à une forme de sous-emploi, reculent également (de -0,4 point en 2017 après -0,3 en 2016). En effet, l’accroissement des besoins en main-d’œuvre durant les phases de reprise est satisfait à la fois par les recrutements, mais aussi par l’allongement de la durée du travail des personnels en place. En revanche, la situation des actifs à la marge de l’emploi et composant le « halo du chômage », c’est-à-dire les personnes qui selon la définition stricte du chômage ne sont pas disponibles sous deux semaines pour reprendre un emploi ou qui, découragées, n’en recherchent pas activement, ne s’améliore guère avec une simple stabilisation des effectifs dans cette catégorie en 2017 (pour plus de détails, voire partie « marché du travail »). Au total, en intégrant l’ensemble de ces personnes fragilisées vis-à-vis de l’emploi, le taux de chômage au sens élargi s’élève à 17,1 % fin 2017, soit près de 2,4 points de plus qu’avant-crise, mais le recul de cette part en 2017 montre une amélioration avec le retour de la croissance (graphique 5).

Graphique 5

Chômage, halo et sous-emploi^*

Chômage, halo et sous-emploi^*

* : population active + halo du chômage

21Enfin, la situation des finances publiques, qui s’était profondément dégradée durant la crise avec des déficits de 7,2 % du PIB en 2009, s’est aussi améliorée : à grands renforts de consolidation budgétaire entre 2011 et 2015, puis grâce au retour de la croissance en 2017, pour finalement ramener en 7 ans le déficit public à 2,6 % du PIB, sous le seuil de 3 % imposé par la partie corrective du Pacte de stabilité européen. Mais en atteignant 97 % du PIB la dette publique est plus élevée, en 2017, de 32,5 points par rapport à son niveau de 2007 (64,5 % du PIB), contraignant pour longtemps encore les marges de manœuvre de la politique budgétaire.

Offre ou demande, quelles limites à la croissance ?

22Deux thèses s’opposent pour rendre compte de la situation dégradée de l’économie française depuis près d’une décennie. Elles conditionnent la définition du sentier de croissance à l’horizon de la prévision – et même au-delà – après une année de reprise. Selon la première thèse, l’interruption de la trajectoire de croissance depuis 2008 proviendrait d’une insuffisance chronique de la demande, à la suite de l’excès d’endettement des agents privés ayant conduit à la crise des subprime, et publics pendant la crise de 2008/2009, qui empêcherait l’activité de rejoindre son potentiel : le gonflement des passifs privés contraint les agents à freiner leurs dépenses pour assainir leur situation patrimoniale. À ce processus, qui peut s’inscrire dans la durée, est venu s’ajouter l’effet des politiques budgétaires restrictives mises en place à partir de 2011 dans la zone euro pour ramener les déficits publics dans des normes qui ne menaçaient plus la solvabilité des États ou pour être conforme aux règles européennes contraignant la politique budgétaire. Le regain de croissance dans la zone euro à partir de 2014 a d’ailleurs coïncidé avec un relâchement progressif de l’austérité budgétaire.

23La seconde thèse conduit à penser que la cassure du sentier de croissance depuis 2008 pourrait aussi s’expliquer par l’affaiblissement du PIB potentiel, contrainte sur laquelle le PIB effectif viendrait dès lors buter plus rapidement que par le passé. Cet affaissement résulterait de l’ampleur et de la durée de la crise elle-même qui auraient affecté le niveau et/ou la croissance potentielle de l’économie sous l’effet des destructions de capacité de production (faillites d’entreprises et dépréciation accélérée du capital), du ralentissement de la diffusion du progrès technique pesant sur la productivité (faiblesse de l’investissement) et de la déqualification des chômeurs de longue durée (pour plus de détails, voir « un sentier de croissance de faible ampleur », partie internationale, ce numéro).

24Probablement, la cassure de la trajectoire du PIB français entre 2008 et 2016 est-elle le résultat d’une combinaison de ces deux aspects. Le rôle de l’insuffisance de la demande est illustré par l’écart de production, ou output gap, mesurant l’écart entre le PIB effectif et le PIB potentiel, ce dernier représentant la production au plein emploi des facteurs de production sans tensions inflationnistes. Cet écart témoigne de l’ampleur de la sous-utilisation des ressources productives par rapport à une situation où les capacités de production seraient pleinement utilisées sans donner lieu à une accélération non soutenable des salaires. L’estimation du niveau et de la croissance du PIB potentiel, qui ne sont pas des grandeurs économiques observables, ne fait pas consensus parmi les économistes, certains penchant pour un ralentissement prononcé du potentiel, d’autres pour une rupture à la baisse de son niveau, d’autres encore, dans le cas le plus défavorable, pour une combinaison des deux. Malgré ces divergences, toutes les grandes institutions (FMI, OCDE, Commission européenne, Direction du Trésor, OFCE), sont unanimes pour considérer que l’output gap, est encore négatif fin 2017, ce qui étaye l’idée que l’insuffisance de la demande est bien un des éléments d’explication de la faible croissance observée depuis près de 10 ans (graphique 6). Nos estimations de l’écart de production pour 2017 sont voisines de celles du FMI, celles de la Commission européennes les plus resserrées, avec un output gap de 0,7 point de PIB potentiel après l’OCDE et la DG Trésor. Par contre, les estimations du taux de croissance potentiel divergent moins entre les instituts, comprises entre 1,1 et 1,3 % (1,2 % pour l’OFCE).

Graphique 6

Écart de production et croissance potentielle en 2017

Écart de production et croissance potentielle en 2017

25De ces évaluations découle une partie de la quantification du scénario de croissance pour 2018 et 2019. Si l’écart de production était comblé en deux ans, une moitié en 2018, l’autre moitié en 2019, la croissance annuelle serait, en dehors de tout choc, égale à la moitié du rattrapage augmenté de la croissance potentielle, soit un intervalle de prévision compris entre 2,2 % pour l’OFCE et 1,6 % pour la Commission européenne.

26Cependant la trajectoire cyclique de l’économie ne fait pas du PIB potentiel une barrière infranchissable puisqu’il peut être franchi périodiquement dans le cycle à la baisse (situation depuis 2009) comme à la hausse (situation de 2007-2008 avant crise). D’ailleurs, si l’on prend comme référence, pour évaluer les marges de croissance, non plus le PIB potentiel évalué par les différents instituts, mais l’écart de production estimé en 2007 avant le déclenchement de la crise, les marges de croissance apparaissent alors beaucoup plus élevées.

27De fait, les évaluations de l’écart de production selon les différents instituts étaient largement positives en 2007, l’écart estimé étant le plus important pour la Commission européenne à près de 3 % du PIB potentiel, le plus faible à 1,1 % pour l’OFCE (graphique 7). En comparant l’écart de production d’aujourd’hui à celui de 2007, les marges de manœuvre apparaissent alors bien plus élevées et plus homogènes, toutes approchant ou dépassant 3 %.

Graphique 7

Écart de production depuis 2007

Écart de production depuis 2007

28La réalisation de ces perspectives, beaucoup plus favorables, suppose d’identifier les conditions dans lesquelles elles pourraient apparaître. La formation d’un écart de production positif impliquerait que des chocs positifs poussent au dépassement de la frontière du PIB potentiel, qui devrait se traduire par des tensions inflationnistes non soutenables. La composante spontanée de la croissance ne peut amener, à elle seule, le PIB au-dessus du PIB potentiel, son rôle étant celui d’une force de rappel conduisant à la fermeture de l’écart de production.

29Notre scénario de croissance pour 2018 et 2019 est donc celui d’une annulation progressive de l’écart de production négatif en deux ans poussée en partie par la croissance spontanée de l’économie en bas de cycle à hauteur d’un demi-point de PIB par année. Une fois le PIB effectif revenu à son niveau potentiel fin 2019, ou du moins très proche (-0,2 point de PIB) conformément à notre scénario, l’économie ne pourra croître plus vite que son potentiel sans chocs positifs. Or, pour l’instant, de tels chocs ne sont pas identifiés à cet horizon. La croissance devrait donc ralentir pour s’établir à son rythme potentiel, qui se redresserait progressivement, de 1,2 % en 2018/2019 à 1,3/1,4 % en 2020/2022, sous l’effet des politiques de formation et de la hausse marquée de l’investissement productif.

Des tensions insoutenables ?

30La réanimation de l’activité depuis la fin 2016 a fait réapparaître des tensions dans l’économie française qui transparaissent à l’analyse des données d’enquêtes dans les branches de production.

31L’indicateur phare des tensions, le taux d’utilisation des capacités de production dans l’industrie, s’est vivement redressé depuis la première moitié de 2015. Cependant, le diagnostic posé par l’examen de cet indicateur sur la situation des tensions diffère selon la source (graphique 8). D’après la mesure de l’INSEE, le taux d’utilisation se situe nettement au-dessus de sa moyenne de longue période et a presque rejoint ses plus hauts historiques, témoignant d’une situation où les marges de manœuvre pour accroître la production industrielle avec les ressources en facteurs disponibles au sein des entreprises sont très faibles. D’un autre côté, le taux d’utilisation mesuré par la Banque de France a juste rejoint sa moyenne de longue période et se situe encore nettement en dessous de ses pics conjoncturels précédents, laissant penser que le niveau de tensions est nettement moindre que celui mesuré par l’INSEE. Face à l’incertitude de la mesure, on se gardera donc de conclure hâtivement à l’insuffisance de capacité de production dans l’industrie.

Graphique 8

Taux d’utilisation des capacités de production dans l’industrie

Taux d’utilisation des capacités de production dans l’industrie

32D’autant que face à l’amenuisement des marges de production inutilisées dans l’industrie, les entreprises disposent de modes d’ajustement des services du capital pour répondre à la croissance de la production :

• à la marge extensive en premier lieu, par le recours à l’investissement d’extension des capacités de production qui accroît le stock de capital disponible pour répondre à la demande. Nos prévisions de croissance de l’investissement, voisines en 2018 de celle de 2017, avec des hausses supérieures à 4 %, vont dans ce sens ;
• à la marge intensive en second lieu, par l’accentuation du degré d’utilisation du capital, en particulier par l’augmentation de la durée d’utilisation des équipements (DUE) qui permet, à stock d’équipements donné, d’accroître la production [1].

33Selon l’enquête réalisée par la Banque de France en septembre de chaque année sur ce thème, la DUE s’est accrue de 3,7 % en 2017 et les industriels interrogés prévoient une nouvelle hausse en 2018, 2,7 % (graphique 9). De fait, au-delà de son évolution tendancielle, la DUE suit une trajectoire cyclique qui s’inscrit dans celle de l’activité avec un recul lors de la récession de 1993, une élévation continue pendant 4 années entre 1997 et 2000 lors de la grande phase de croissance des années 2000, puis un repli pendant la crise de la première moitié des années 2000 suivi d’une remontée lors de la période de croissance antérieure à la grande récession. La récession de 2008/2009 a fait plonger la DUE de près de 7 % et la reprise de 2010/2011 l’a ramenée sur sa tendance de long terme. Enfin, conformément à sa trajectoire cyclique, la durée d’utilisation a brusquement accéléré en 2017 par rapport à sa hausse ralentie durant la période de croissance atone entre 2012 et 2016. Et la hausse prévue par les entreprises pour 2018 montre que ce mode d’ajustement de la capacité de production n’est pas encore épuisé face à la saturation progressive du capital en place.

Graphique 9

Durée d’utilisation des équipements dans l’industrie

Durée d’utilisation des équipements dans l’industrie

34Les modalités d’obtention de la hausse de la DUE durant la reprise s’appuient sur deux leviers, la hausse de la durée du travail et le changement des modes d’organisation de la production. Les réorganisations de la production consistent à intensifier le recours au travail posté en ajoutant des équipes successives supplémentaires sur les équipements existant. Selon l’enquête de la Banque de France, la hausse de la durée d’utilisation des équipements a été obtenue en 2017 en recourant à ces deux leviers.

35Ainsi, durant les phases de reprise de l’activité, la hausse des tensions va de pair avec celle de l’investissement et du degré d’utilisation du capital, ces derniers étant une réponse à l’accentuation des premières.

36Les autres indicateurs de tension dans l’industrie, mesurés par l’INSEE, confirment les signaux envoyés par le taux d’utilisation. Les goulots de production, c’est-à-dire le pourcentage d’entreprises déclarant ne pouvant produire davantage, ont rejoint leurs pics historiques à la fin 2017. En outre, le pourcentage d’entreprises dans l’industrie déclarant des difficultés d’offre a dépassé celui des entreprises déclarant des difficultés de demande, ce qui n’est arrivé qu’à trois reprises depuis 1991, au moment des pics cycliques de 2000 et de 2007 (graphique 10). On ne saurait toutefois voir dans ce type de configuration la cause des retournements conjoncturels : que davantage d’entreprises industrielles ressentent des difficultés d’offre avec la croissance et la montée des tensions qu’elle induit montre la cohérence de l’information statistique, mais les retournements à la baisse de l’économie française observés alors sont dus à l’éclatement de la bulle internet en 2000 et à la crise financière de 2007/2008, pas à l’existence de tensions en elles-mêmes auxquelles les entreprises peuvent faire face à court terme.

Graphique 10

Entreprises déclarant des difficultés d’offre et celles déclarant des difficultés de demande dans l’industrie

Entreprises déclarant des difficultés d’offre et celles déclarant des difficultés de demande dans l’industrie

37Pour des raisons conceptuelles, l’information statistique sur l’utilisation de l’appareil productif est plus développée pour l’industrie, la notion de capacité de production étant plus facilement appréhendée pour ce secteur que pour celui des services où elle est plus diffuse. Or, l’industrie ne représente plus qu’une part minoritaire de la valeur ajoutée marchande (18 %), celle des services marchands étant prépondérante (près des ¾ du total). Appréhender les tensions par le prisme de leur mesure dans l’industrie peut ainsi conduire à transposer à l’ensemble de l’économie des difficultés qui ne seraient que sectorielles.

38De fait, la mesure large de la productivité du capital de l’ensemble des entreprises du secteur marchand fournit l’image de tensions plus atténuées dans l’ensemble de l’économie que pour le seul secteur industriel. Exprimée en écart à sa tendance, la productivité du capital fixe des entreprises non financières, mesurée à partir des comptes nationaux comme la valeur ajoutée marchande rapportée aux actifs fixes des entreprises, demeure à des niveaux bien inférieurs à ceux de ses pics cycliques antérieurs, ce qui montre que l’économie française ne souffre pas à l’heure actuelle d’une insuffisance de capacités de production au regard de la valeur ajoutée (graphique 11). Si le ratio valeur ajoutée / capital (par rapport à sa moyenne de long terme) se redresse depuis début 2014, après une lourde chute durant la crise de 2008-2009, il n’est pas encore revenu à sa tendance de long terme. Selon notre évaluation il serait encore 2,2 % en-dessous de son niveau de long terme, montrant l’absence de tensions sur l’appareil productif et l’existence de capacités de production sous-employées dans les entreprises non financières (ENF). Une dépréciation accélérée du capital depuis 2008, avec les nombreuses faillites d’entreprises durant la crise, pourrait modifier ce diagnostic. Elle n’est cependant pas inscrite dans les comptes de patrimoine publiés par l’Insee.

Graphique 11

Productivité du capital des entreprises non financières^*

Productivité du capital des entreprises non financières^*

* Rapport entre la valeur ajoutée marchande en valeur et le stock de capital des entreprises du secteur marchand en valeur.

39Avec notre prévision de croissance de l’investissement des ENF pour 2018 et 2019 (4,3 % en 2018 et 3,5 % en 2019), la productivité du capital reviendrait au voisinage de son niveau d’équilibre à la fin 2019, ce qui annulerait les marges de capital productif sous-utilisées. Des marges d’intensification de l’utilisation du capital disponible dans l’économie semblent donc mobilisables pour permettre une poursuite de la reprise en cours.

Des recrutements plus difficiles

40Un autre indicateur témoigne de l’apparition de tensions depuis plusieurs trimestres. Les difficultés de recrutement progressent et ont retrouvé leur niveau d’avant-crise dans l’industrie, ce qui produit à nouveau « un effet loupe » sur des problèmes sectoriels (graphique 12). Elles restent en-deçà de leur niveau de 2008 dans les services et la construction et encore très en-dessous de ceux de 2001, comme l’industrie d’ailleurs. Les difficultés de recrutement ne semblent donc pas avoir atteint un niveau tel qu’elles constitueraient un frein majeur à la poursuite des créations d’emploi.

Graphique 12

Pourcentage d’entreprises déclarant des difficultés de recrutement

Pourcentage d’entreprises déclarant des difficultés de recrutement

SMNA : Secteur marchand non agricole. L’indice moyen des difficultés de recrutement dans le secteur marchand non agricole est calculé en pondérant les pourcentages sectoriels d’entreprises signalant des difficultés de recrutement par leur poids dans l’emploi salarié marchand non agricole.

41Avec un niveau de chômage encore élevé, ces difficultés de recrutement déclarées semblent provenir de la vitesse de progression de l’emploi, qui dans l’industrie notamment a surpris les entreprises au moment où les carnets de commande se regarnissent après des années de contraction des effectifs. Les causes de ces difficultés de recrutement sont donc plus à chercher du côté de l’accélération des besoins d’emplois que des contraintes imposées par un manque de main-d’œuvre disponible ou qualifiée malgré un taux de chômage encore élevé. D’ailleurs, selon l’enquête Besoin en main-d’œuvre (BMO) de Pôle Emploi réalisée à l’été 2017 sur les emplois vacants et les difficultés de recrutement, les abandons de recrutement faute de candidat sont d’abord motivés par le manque d’attractivité du poste. Le manque de diplôme ou de formation des candidats est cité en dernier (graphique 13). Un des moyens pour diminuer les échecs de recrutement serait donc de rendre les postes plus attractifs, soit en offrant de meilleurs contrats, soit en proposant une rémunération plus élevée. Logiquement, dans un contexte de raréfaction progressive de la main-d’œuvre, les entreprises devraient augmenter les salaires et privilégier les recrutements en contrats durables au détriment des contrats temporaires pour attirer des candidats vers les postes proposés.

Graphique 13

Raisons des difficultés dans les cas d’abandons de recrutement faute de candidats

Raisons des difficultés dans les cas d’abandons de recrutement faute de candidats

Champ : offres sur les contrats de plus d’un mois.

42Quoi qu’il en soit, si ces difficultés de recrutement étaient le symptôme d’un franchissement à la baisse du taux de chômage structurel, les salaires réagiraient à la hausse. Or les évolutions récentes des salaires ne témoignent pas de l’apparition de tensions inquiétantes sur le marché du travail pour le moment. En effet, le salaire moyen par tête (SMPT), qui correspond aux masses salariales brutes versées par l’ensemble des entreprises divisées par le nombre de salariés, a crû, en glissement annuel, de 2,1 % (1 % en réel) à la fin 2017, et a très peu accéléré au cours de l’année 2017 (1,8 % en début 2017). De plus, il reste à des rythmes encore éloignés de ceux de la période 2004-2007 (3,2 % en moyenne en nominal et 1,5 % en réel). Le salaire mensuel de base, qui contrairement au SMPT ne comprend ni les primes ni les heures supplémentaires, affiche quant à lui une croissance très faible, de 1,3 % en glissement annuel fin 2017, proche de son plus bas historique de 2016 (1,2 %). Plus étonnant encore, dans l’industrie, secteur qui affiche le plus de difficultés de recrutement au travers des enquêtes (graphique 12), aucun signe de tensions salariales n’apparaît. D’une part, le taux de croissance du salaire moyen par tête dans l’industrie était de 1,7 % en glissement annuel à la fin 2017, soit un rythme deux fois inférieur à celui d’avant-crise, début 2008 (graphique 14).

Graphique 14

Salaires et difficultés de recrutement dans l’industrie

Salaires et difficultés de recrutement dans l’industrie

43D’autre part, dans l’industrie, le nombre d’heures travaillées effectives par emploi salarié était, fin 2017, équivalent à celui de la mi-2012, en pleine crise de la zone euro. Et ce nombre d’heures travaillées est actuellement encore près de 1 % en-dessous de son niveau observé fin 2007, montrant qu’une augmentation des heures supplémentaires sans nouvelles embauches est possible pour accroître la production. Plus étonnant encore, le taux de marge dans l’industrie atteint des niveaux records sans que les tensions exprimées dans les enquêtes modifient la répartition de la valeur ajoutée dans ce secteur au profit des salaires (graphique 15). À 41 %, fin 2017, le taux de marge dans l’industrie est supérieur à son niveau d’avant-crise début 2008 mais aussi à son pic de début 2001.

Graphique 15

Taux de marge par branche

Taux de marge par branche

La reprise manquée de 2015 et 2016

44L’accélération de l’activité en France s’est manifestée de manière durable à partir du quatrième trimestre 2016. Pourtant dès 2015, les conditions semblaient réunies pour une véritable reprise. En effet, la baisse du prix du pétrole et la dépréciation de l’euro, en soutenant l’activité à hauteur de 1,4 point de PIB sur la période 2015-2016, auraient pu se traduire par une accélération nette de la croissance (tableau 3). Par ailleurs, la politique budgétaire qui a continué à peser négativement sur la croissance française en 2015 (-1 point de PIB après -0,8 point en moyenne sur la période 2011-2014) n’a plus eu d’effet négatif en 2016. Malgré ce contexte plus favorable, la croissance n’a pas connu d’accélération notable en 2015 et en 2016, avec respectivement 1 % et 1,1 % (après 1 % en 2014). Pourtant des éléments tangibles de reprise sont apparus dès 2015. Les facteurs de production tout d’abord ont connu une croissance dynamique. Le marché du travail a renoué en 2015 avec des créations nettes d’emplois dans le secteur marchand, après trois années consécutives de destructions. Au total, de la deuxième moitié de 2015 à la fin 2017, l’économie marchande a créé près de 580 000 emplois. Parallèlement, l’investissement des entreprises s’est raffermi alors qu’il avait stagné depuis 2012, le taux d’investissement s’est redressé de près de 1 point de PIB depuis la fin 2014 (graphique 16).

Graphique 16

Emploi et investissement des entreprises

Emploi et investissement des entreprises

45Cette accélération de la croissance des facteurs de production depuis 2015 fait écho au dynamisme de la demande intérieure (hors stocks). En effet, celle-ci a crû de 1,4 % en 2015 et de 2 % en 2016, atteignant même un pic à 2,3 % en glissement annuel au deuxième trimestre 2016. La croissance du PIB quant à elle plafonnait à 1,2 % au premier et au deuxième trimestre 2016 (graphique 17).

Graphique 17

PIB et demande intérieure hors stocks (en volume)

PIB et demande intérieure hors stocks (en volume)

46Ainsi, la reprise a bien eu lieu dès 2015 mais s’est limitée à la seule demande intérieure. Cette contre-performance de la croissance du PIB au cours des dernières années s’explique principalement par les mauvais résultats du commerce extérieur. En effet, celui-ci a pesé à hauteur de -1,3 point de PIB sur la période 2015-2016 (-1,8 point en incluant 2014).

47Or, depuis 2014, la France a enregistré une croissance moins dynamique que ses partenaires de la zone euro, la France accumulant un retard de croissance de -2,7 points de PIB au cours des quatre dernières années. Si le moindre dynamisme de la consommation privée en France (relativement à celui de la zone euro) explique un peu moins de un quart de l’écart de croissance sur cette période, l’écart sur les contributions de la consommation publique et de la formation brute de capital (investissement total y compris variations de stocks) est marginal et de signe inverse (graphique 18). La presque totalité de la différence de croissance entre la France et la zone euro depuis le début de 2014 s’explique donc par la mauvaise performance du commerce extérieur français relativement à celui de la zone euro. Et au sein du commerce extérieur, ce ne sont pas les importations mais les exportations qui expliquent ces mauvais résultats. En effet, avec une croissance de la demande intérieure relativement similaire en France et en zone euro sur la période considérée, la contribution négative des importations à la croissance du PIB a été nettement plus faible en France que dans la zone euro (écart de +3,1 points de PIB). En revanche, la faiblesse des exportations françaises (+15 % de fin 2014 à la fin 2017) par rapport à celles de la zone euro (+22 % sur la même période) est la source du décrochage de la France vis-à-vis des partenaires européens. Sur la période analysée, elles ont contribué à la croissance à hauteur de seulement 4,2 points de PIB contre 9,8 points dans la zone euro.

Graphique 18

Contribution au PIB par composante en France et dans la zone euro

Contribution au PIB par composante en France et dans la zone euro

48Cette faiblesse des exportations françaises est d’autant plus surprenante qu’elle correspond à la période de baisse des prix du pétrole et de dépréciation de l’euro, dont les effets sont communs aux pays de la zone euro. Notre équation économétrique modélisant les exportations montre que ces dernières ont fortement décroché à partir de 2016 par rapport à leurs déterminants habituels et n’ont rattrapé leur niveau attendu qu’à la fin 2017 (graphique 19, encadré 1).

Graphique 19

Les exportations françaises en biens et services

Les exportations françaises en biens et services

Encadré 1. Modélisation des exportations en biens et services marchands

Notre modélisation des échanges internationaux repose sur des fondements du comportement de demande où les biens produits localement et ceux importés sont imparfaitement substituables (Armington, 1969) et où la fixation des prix repose sur un arbitrage des exportateurs entre maintien de la compétitivité et préservation des marges (cf. Ducoudré et Heyer, 2014 [2])
L’équation s’écrit de la manière suivante :

Avec :

X :	Exportations en biens et services, en volume
DMond :	Demande mondiale adressée à la France, en volume
Px :	Prix des exportations en biens et services
PEx :	Prix des exportations des concurrents en dollars

Les résultats sont présentés dans le tableau 2. La force de rappel du modèle à correction d’erreur est statistiquement significative et l’élasticité estimée est de signe attendu. Cette équation a des propriétés statistiques globalement satisfaisantes. Les tests LM conduisent au rejet de l’hypothèse d’autocorrélation des résidus des équations. Selon le test de Bera Jarque, les résidus suivent une loi normale. Ceux-ci sont toutefois hétéroscédastiques au regard du test ARCH, et le calcul de la matrice des variances-covariances est corrigé par la méthode de Newey-West.

Tableau 2

Estimation des paramètres de long terme de l’équation d’exportations en volume (1980-2016)

Équation Exportations (X) Résultats Force de rappel -0,21*** (-5,35) Élasticités de long terme Demande adressée à la France 1 (NC) Élasticités-prix 0,34 (4,09) Diagnostics et tests R2 0,59 SSR 0,02 LM(1) 2,38 [p > 0.12] LM(4) 6,22 [p > 0.18] ARCH(1) 4,42 [p > 0.04] Bera-Jarque 1,40 [p > 0.50]

Estimation des paramètres de long terme de l’équation d’exportations en volume (1980-2016)

Note : Entre parenthèses les T de Student des coefficients estimés, corrigés de l’autocorrélation et de l’hétéroscedasticité des résidus par la méthode de Newey-West. Entre crochets, la p-value des tests sur les résidus du MCE.
* (**, ***) : significatif au seuil de 10% (resp. 5 %, 1 %). Les seuils de test pour la significativité de la force de rappel des modèles à correction d’erreur sont issus de Ericsson et MacKinnon (2002).

L’estimation conduit à une élasticité des exportations au prix relatif plus faible que notre équation précédemment estimée (0,34 contre 0,6 auparavant). Cela s’explique par le fait que nous utilisons dans cette estimation la demande adressée en biens et services et les prix des concurrents calculés par l’OCDE sur un nombre de pays restreints (contre une demande adressée et des prix des concurrents calculés pour le monde mais uniquement sur le champ du commerce en marchandises auparavant).
La simulation dynamique de l’équation est présentée graphique 19. Celle-ci indique un décrochage des exportations à partir du deuxième trimestre 2016, jusqu’au premier trimestre 2017, sous le coup entre autres d’exportations de produits agricoles atones à la suite des mauvaises récoltes de l’année 2016 et de la répercussion des attentats sur le tourisme étranger en France. Ces facteurs temporaires se sont estompés ensuite progressivement en 2017 et les exportations effectives rattrapent la simulation dynamique en fin d’année.

49Cette part d’inexpliqué peut trouver son origine dans les facteurs exceptionnels qui ont marqué l’année 2016, avec d’un côté la très mauvaise récolte agricole qui a fait plonger la valeur ajoutée de l’agriculture de près de 10 % amputant du même coup les exportations agricoles et de produits alimentaires et de l’autre les attaques terroristes qui ont fait chuter la fréquentation touristique. La balance des voyages affichait un recul de 3,2 milliards d’euros en 2016, équivalant à 0,5 point d’exportations.

50La faiblesse des exportations est aussi surprenante car elle correspond à la période de montée en charge des politiques d’offre mises en place sous le quinquennat de François Hollande. Avec pour objectif d’améliorer la compétitivité des entreprises, les décisions de politique économique ont entraîné une réduction de la fiscalité des entreprises d’environ 40 milliards d’euros sur la période 2014-2017 (CICE, Pacte de responsabilité, suramortissement fiscal pour l’investissement industriel, prime à l’embauche, …). Si la politique d’offre ne semble pas avoir dynamisé les exportations françaises depuis 2014, elle a en revanche contribué à l’amélioration des marges des entreprises, en particulier dans le secteur exportateur. En effet, le taux de marge moyen du secteur exportateur s’est redressé de façon spectaculaire depuis 2014 (près de 6 points de VA entre le troisième trimestre 2013 et le premier trimestre 2016, graphique 20). Après plusieurs années de compression des marges, il semblerait que les exportateurs français aient fait le choix, à partir de 2014, de redresser leurs marges plutôt que de réduire les prix à l’exportation, limitant alors les exportations. Si le rétablissement des marges ne semble pas encore avoir porté ses fruits, l’amélioration de la situation financière des exportateurs hexagonaux s’avère un atout pour l’avenir, qu’ils fassent le choix de réinvestir leurs marges dans la compétitivité hors-coût visant une montée en gamme des produits fabriqués en France, ou de les redéployer dans une baisse des prix afin de leur assurer des gains immédiats de compétitivité-prix et de parts de marché à l’exportation.

Graphique 20

Taux de marge du secteur exportateur

Taux de marge du secteur exportateur

Les fondements de la croissance intacts ?

51En ce début d’année 2018, les conditions semblent réunies pour une poursuite du mouvement de reprise en France. Tout d’abord, les conditions extérieures devraient rester favorables : les taux d’intérêt demeurent bas et leur remontée attendue d’ici à 2019 restera contenue, l’austérité généralisée a pris fin en zone euro et le prix du pétrole exprimé en euros devrait se stabiliser. La demande adressée aux exportateurs français devrait donc être dynamique. La réappréciation de l’euro, de 1,22 dollar pour 1 euro au premier trimestre 2018 vers 1,30 à la fin 2019 selon notre prévision (soit une hausse de 6,6 %), pourrait toutefois entamer les bénéfices attendus du redressement de la demande adressée, mais d’un autre côté, elle contrebalancera la remontée du prix du brent en dollars. Selon nos estimations, l’effet négatif de la dégradation de la compétitivité-prix sur la croissance resterait modéré en 2018, -0,1 point, mais sera un peu plus sensible en 2019, -0,2 point. D’un autre côté, la remontée du prix du brent en 2017 pèsera encore en 2018, quoique modérément, avec un effet sur la croissance limité à -0,2 point (tableau 3).

52Les conditions internes sont aussi propices à la poursuite du sentier d’expansion engagé en 2017. Grâce au contre-choc pétrolier survenu dans la seconde moitié de 2014 et aux mesures en faveur des entreprises instituées au cours de la présidence Hollande, la situation financière des entreprises s’est sensiblement améliorée. Ce redressement laisse à penser que cette manne n’a pas été utilisée dans un premier temps pour regagner de la compétitivité sur les marchés extérieurs par des baisses de prix à l’exportation. Néanmoins, ce processus pourrait être arrivé à son terme dans la mesure où si les politiques d’offre développent leurs effets avec des délais longs, elles n’en finissent pas moins par aboutir à leur objectif initial, renforcer la position concurrentielle des producteurs nationaux. Les prémices de ce résultat peuvent être décelées dans l’amélioration récente du commerce extérieur, visible à travers l’accélération des exportations de 2,2 % en 2016 à 5,1 % en 2017 en glissement annuel. Les échanges extérieurs n’ont ainsi plus pesé sur la croissance en 2017, le solde extérieur ayant contribué à hauteur de +0,3 point au glissement annuel du PIB (contre -0,3 point en 2016).

53La politique budgétaire devrait contribuer positivement à la croissance au cours de la période 2018-2019, respectivement +0,1 et +0,2 point de croissance en 2018 et 2019. Cette contribution positive est la résultante d’effets contraires en 2018. D’un côté, les mesures décidées par le gouvernement Philippe en faveur de l’offre, visant en priorité à réduire la fiscalité du capital, auront peu d’effets positifs à court terme tandis que les mesures de financement (baisse des dépenses publiques, hausse de la fiscalité écologique et des taxes sur le tabac) auront des effets récessifs à brève échéance. L’effet consolidé de ces deux volets sera négatif, respectivement -0,2 point de croissance en 2018 (pour plus de détails, voir partie sur les finances publiques). En revanche, les mesures économiques passées continueront à développer leurs effets positifs, +0,3 point en 2018, surcompensant l’effet négatif initial des mesures Macron. En revanche, en 2019, l’impact positif des mesures passées va s’atténuer alors que la politique fiscale mise en place par le gouvernement actuel va développer ses effets positifs sur la croissance.

Hoquets trimestriels

54Les indicateurs conjoncturels ont donné le ton de la prévision en 2017. Les enquêtes de conjoncture, qui fournissent une information qualitative sur la perception qu’ont les chefs d’entreprise et les ménages de leur propre situation et des décisions qu’elle sous-tend, se sont améliorées à la fin de 2016, préfigurant le redressement du sentier de croissance de l’économie en 2017 (graphique 21). En revanche, même si les climats des affaires restent au voisinage de leurs pics précédents (2007 et 2011), en ce début d’année 2018 plus aucune branche n’affiche de progression depuis décembre de l’année dernière. La confiance des ménages, quant à elle, est en net recul depuis son sommet de juin 2017.

Graphique 21

Climats des affaires

Climats des affaires

55Il convient d’être prudent quant à l’interprétation de ces signaux. D’abord, les séries d’enquêtes ne sont pas exemptes de volatilité à l’échelon mensuel et cette volatilité se manifeste aussi sur les hauts de cycle, comme on l’a vu en 2007 ou avant, avec des mouvements ponctuels contraires à l’orientation générale des données. Ensuite, la confiance reste largement supérieure à sa moyenne de longue période dans toutes les branches, laissant entendre que l’activité reste supérieure à sa croissance de moyen terme. Par conséquent, même si la croissance devait ralentir au début de l’année 2018, ce passage à vide ne serait pas le signal d’une inversion du cycle en l’état actuel de l’information sur les enquêtes. C’est ce que confirme l’indicateur avancé qui table sur un tassement de l’activité au premier semestre 2018, avec des hausses trimestrielles du PIB de +0,5 et +0,4 % respectivement au premier et au deuxième trimestre, après +0,6 % au quatrième trimestre 2017 (encadré 2). Les taux de croissance anticipés restant supérieurs au taux de croissance potentiel à court terme, ces prévisions ne peuvent être interprétées comme le signal d’un retournement du cycle en cours.

Encadré 2. L’indicateur avancé

Délivrant une information qualitative sous forme de soldes d’opinions relatives aux différentes questions posées aux agents privés sur leur situation et leurs intentions, les enquêtes de conjoncture peuvent être converties en une information quantitative. À cette fin, on estime une équation économétrique reliant le taux de croissance trimestriel du PIB et un résumé de l’information conjoncturelle pertinente contenue dans les soldes (pour une présentation de la méthodologie des indicateurs de l’OFCE, voir « L’indicateur avancé pour la zone euro »).
L’indicateur, qui présente un profil nettement plus lissé que le taux de croissance du PIB ne parvient pas à décrire pleinement la volatilité de l’activité et de ce fait ne doit pas être considéré comme un prédicteur au sens strict de la croissance (graphique 22). En revanche, d’un point de vue plus qualitatif, il parvient à délimiter assez correctement les phases durant lesquelles la croissance est supérieure ou inférieure à la croissance moyenne ou de long terme (la constante de régression), proche du concept de croissance potentielle [3]. Dès lors, l’indicateur peut être vu comme un indicateur de retournement du cycle économique.

Graphique 22

Le taux de croissance du PIB observé et estimé

Le taux de croissance du PIB observé et estimé

Le mauvais chiffre de croissance du deuxième trimestre 2016 n’apparaît nullement dans les enquêtes de conjoncture et dans leur conversion en taux de croissance du PIB. L’écart important entre l’estimation et la réalisation, qui pourrait à première vue être considéré comme une défaillance de l’indicateur, est plutôt le signe que la rechute de la croissance au deuxième et au troisième trimestre 2016 a été accidentelle sous l’effet de facteurs ponctuels négatifs (la mauvaise production agricole, la baisse de la fréquentation touristique liée aux attentats, les inondations, les grèves dans les raffineries). Cette rechute ne préfigurait en tout cas pas un retournement durable de l’activité et la croissance a rejoint un rythme proche de celui estimé par l’indicateur jusqu’à la fin 2017. À partir des données d’enquêtes disponibles jusqu’en mars 2018, la croissance escomptée par l’indicateur se replierait à +0,5 et +0,4 % au premier et au deuxième trimestre 2018. Petite baisse de régime donc, pour des raisons identifiées par ailleurs, mais pas d’interruption de la phase de reprise en cours.

56Le hoquet actuel des enquêtes de conjoncture peut être mis en rapport avec la politique fiscale du gouvernement qui pèsera, au premier trimestre 2018, sur le pouvoir d’achat des ménages. L’alourdissement transitoire de la fiscalité lié à la bascule cotisations sociales / CSG, à la hausse du tabac et à la fiscalité écologique devrait retentir négativement sur la consommation des ménages (pour plus de détails, voir la partie sur la croissance trimestrielle et le calendrier fiscal). Selon les données quantitatives disponibles jusqu’en janvier, l’indice de production industrielle et la consommation des ménages en biens, confirment ces inquiétudes pour le premier trimestre, avec un acquis de croissance très négatif pour le premier, -1 %, et faiblement négatif pour la seconde, -0,2 %, après des épisodes de forte volatilité au tournant de 2017 et de 2018 (graphique 23). En revanche, l’indice de production dans les services a renoué avec sa trajectoire haussière en janvier, +1,6 % sur le mois, portant son acquis de croissance pour le premier trimestre 2018 à 1,8 %. Dès lors que la reprise engagée au quatrième trimestre 2016 s’est appuyée sur la formation d’un puissant trend de croissance dans les services, non démenti à ce jour, les inquiétudes portant sur le premier semestre 2018 ne doivent pas être exagérées au regard de cette information. D’autant plus que la production manufacturière reste encore supérieure à 3 % en glissement annuel malgré les mauvais chiffres du début d’année.

Graphique 23

Séries conjoncturelles quantitatives

Séries conjoncturelles quantitatives

…et le commerce extérieur ne serait plus un frein à la croissance

71Le commerce extérieur français s’est redressé en 2017 grâce à l’accélération des exportations passées, en glissement annuel de 1,1 % au début de l’année à 5,1 % au dernier trimestre, rythme qui n’avait pas été atteint depuis six ans. Et en moyenne depuis cinq trimestres, le commerce extérieur contribue positivement, bien que faiblement, à la croissance du PIB (+0,1 point de PIB depuis le dernier trimestre 2016). L’enquête auprès des chefs d’entreprises sur les perspectives générales d’exportations augurent d’une poursuite de cette orientation plus favorable. Elle indique une nette accélération en fin de période (graphique 37), affichant un niveau qui n’avait pas été atteint depuis le sommet des années 2000.

Graphique 37

Exportations et perspectives d’exportations dans l’industrie

Exportations et perspectives d’exportations dans l’industrie

72Le premier semestre 2018 serait toutefois marqué par un ralentissement ponctuel des exportations, en lien avec les très fortes ventes en matériel de transport, du fait de records de livraisons aéronautiques en fin d’année 2017 et de livraisons de matériel militaire. Malgré tout, le contrecoup de début d’année serait atténué par les livraisons de grands contrats militaires et navals, notamment celle du paquebot « Symphony of the Seas ».

73Globalement, le contexte est devenu plus favorable au commerce extérieur. L’amélioration des marges des entreprises au niveau macroéconomique masque des contrastes importants au niveau des branches. En effet, depuis la fin 2013, le taux de marge s’est fortement redressé dans l’industrie manufacturière (+5,7 points de VA) alors que celui-ci a connu une plus faible amélioration dans la construction (+2,3 points de VA) et ne s’est pas amélioré dans les services principalement marchands hors activités financières et immobilières (graphique 15). Ainsi le taux de marge dans l’industrie atteint des niveaux supérieurs à ceux d’avant-crise (en 2007) et comparables aux plus hauts historiques de 2000.

74À partir de la répartition des branches exportatrices détaillée dans le Tableau Économique d’Ensemble de l’INSEE (TEE), nous avons reconstitué un secteur exportateur. De là, il ressort que les secteurs exportateurs sont ceux qui ont enregistré l’embellie la plus remarquable de leur situation opérationnelle. Ainsi, les biens d’équipement, qui représentent 15 % des exportations françaises, ou les matériels de transport (18 % des exportations), ont vu leurs marges s’améliorer respectivement de 10,1 et 11,2 points de VA entre la fin 2013 et la fin 2017. Et le secteur des « autres biens industriels » (chimie, pharmacie, métallurgie, etc.), qui représente 33 % des exportations, affiche une hausse de ses marges de 6,2 points de VA et, celui des transports une amélioration de 8,4 points (5 % des exportations). Au total, entre le quatrième trimestre 2013 et la fin 2017, le taux de marge du secteur exportateur français est passé de 33,2 % de la VA, soit un point bas depuis ces trente dernières années, à 38,7 %, niveau qui correspond à un plus haut historique, supérieur même à celui atteint au début des années 1990 et au tournant de 2000 et de 2001 (graphique 20). Si cette hausse du taux de marge du secteur exportateur n’est pas encore visible dans l’évolution des parts de marché, notamment sur la période récente, ce redressement financier des exportateurs est un élément positif pour l’avenir car les exportateurs ont des marges désormais pour baisser leurs prix et améliorer leur compétitivité-prix ou maintenir ces hauts niveaux de marge pour investir dans la compétitivité hors-coût, à l’instar du modèle industriel allemand.

75Ainsi, le redressement de la situation financière des entreprises exportatrices et la hausse passée de l’investissement productif, couplés au retour de la fréquentation touristique et à une production agricole revenue à la normale après une année 2016 chaotique seront bénéfiques au commerce extérieur français qui ne devrait plus être un frein à la croissance française. Si la hausse de l’euro pèsera sur les exportations, à travers l’appréciation du taux de change effectif réel (graphique 38), elle affectera peu les exportations qui devrait croître de 4,6 % en 2018 et 3,6 % en 2019.

Graphique 38

Facteurs d’évolution des exportations

Facteurs d’évolution des exportations

Secteur marchand : retour à la dynamique d’avant-crise

80Ces trois dernières années, l’emploi salarié dans le secteur marchand non agricole a retrouvé le chemin de la croissance. Depuis le quatrième trimestre 2014, les créations d’emplois ont progressivement accéléré, pour atteindre un pic de 250 000 créations en cumul annuel au deuxième trimestre 2017 (graphique 39) retrouvant ainsi un rythme qui n’avait plus été observé depuis la crise. Les créations d’emploi ont toutefois été moins dynamiques au deuxième semestre 2017, après l’arrêt de la Prime à l’embauche.

Graphique 39

Évolution de l’emploi salarié marchand corrigé de l’intérim

Évolution de l’emploi salarié marchand corrigé de l’intérim

Champs : Secteur marchand non agricole.

81C’est d’abord dans le secteur des services que se sont concentrées les créations d’emplois après le creux de 2012. Ce secteur, où les gains de productivité tendanciels sont plus faibles que dans l’industrie, peut créer des emplois même en période de faible croissance comme ce fut le cas à partir du deuxième semestre 2013. Depuis 2000, les créations d’emplois corrigées de l’intérim se sont d’ailleurs concentrées dans les services marchands, avec 2,1 millions d’emplois créés, dont près de 740 000 depuis 2008.

82Dans l’industrie les gains de productivité sont plus élevés et le secteur détruit tendanciellement des emplois. Depuis 2000 l’industrie a enregistré plus de 900 000 destructions d’emplois, dont 500 000 depuis 2008 (après réaffectation de l’emploi intérimaire par secteur utilisateur). Les pertes ont toutefois fortement ralenti depuis 2015, et le secteur a même créé des emplois depuis le deuxième semestre 2016. Ces créations s’observent d’ailleurs au moment où le taux de marge des branches industrielles atteint des niveaux historiquement élevés (graphique 40). Fin 2017, l’emploi industriel se situe ainsi à son niveau observé fin 2014.

Graphique 40

Taux de marge par branche

Taux de marge par branche

83Le secteur de la construction, durablement affecté par la crise, a pour sa part enregistré 190 000 destructions d’emplois depuis 2008 (après 330 000 créations entre 2000 et 2007). Son taux de marge s’est progressivement redressé depuis le creux observé en 2012, et le secteur crée des emplois continûment depuis le deuxième trimestre 2016.

84À court terme, les indicateurs d’intentions d’embauches continuent de progresser et indiquent une poursuite des embauches dans l’ensemble du secteur marchand (graphique 41). Les difficultés de recrutement progressent également (graphique 12). Elles ont retrouvé leur niveau d’avant-crise dans l’industrie, mais restent en-deçà dans les services et la construction. L’accélération franche de l’activité économique en 2017 a pu surprendre les entreprises, notamment dans l’industrie, après plusieurs années de réduction des effectifs. Le besoin soudain de main-d’œuvre industrielle a également pu se heurter à court terme aux délais nécessaires pour mener à bien les procédures de recrutement. Il en résulterait une accentuation du sentiment de tension sur les recrutements. Mais il ne s’agirait pas là d’une contrainte dure à moyen terme compte tenu du niveau encore élevé du chômage et de la possibilité pour les entreprises de faire de la formation au poste en cas d’insuffisance de qualification de la main-d’œuvre. Par ailleurs les difficultés de recrutement actuelles, quel que soit le secteur, sont encore éloignées de leur niveau de 2001. En ce sens, les difficultés de recrutement ne semblent pas avoir atteint un niveau tel qu’elles constitueraient un frein majeur à la poursuite des créations d’emploi : les intentions d’embauches déclarées restent élevées, indiquant que les entreprises n’y ont pas renoncé. Dès lors, la hausse des difficultés de recrutement va de pair avec les intentions d’embauche.

Graphique 41

Intentions d’embauche et climat de l’emploi

Intentions d’embauche et climat de l’emploi

Où en est le cycle de productivité ?

85Notre analyse de l’emploi marchand repose sur celle du cycle de productivité (encadré 5) : en période de ralentissement conjoncturel (et symétriquement en période de reprise), les entreprises attendent généralement la confirmation de la baisse de l’activité (et symétriquement le redressement) avant de procéder à des réductions d’effectifs (et symétriquement des embauches), ce qui se traduit dans un premier temps par une dégradation des gains de productivité (et symétriquement une amélioration). Ce n’est que dans un second temps, quand la baisse (hausse) d’activité se confirme, qu’elles procèdent à des suppressions (créations) de postes. Le ralentissement de l’activité se traduit d’abord par des pertes de productivité par rapport à la tendance de long terme, donc par le creusement du cycle de productivité, qui se rétablit progressivement, une fois passé le creux d’activité.

Encadré 5. La modélisation de l’emploi

Le cycle de productivité est modélisé à l’aide d’une équation d’emploi, issue d’une fonction de production de type CES (Constant Elasticity of Substitution), et spécifiée sous la forme d’un modèle à correction d’erreur. Cette équation est estimée pour l’ensemble du secteur marchand sur la période 1980-2015 selon une fréquence trimestrielle [8]. Ce type de modèle permet d’estimer une relation de cointégration – ou relation de long terme – et une dynamique de court terme de la variable expliquée. À long terme, la productivité dépend d’une tendance, de la durée du travail et du coût du travail. La dynamique de court terme de l’emploi intègre la variation contemporaine de ces mêmes variables et de la valeur ajoutée marchande ainsi que la variation passée de l’emploi.

Avec

L	l’emploi salarié du secteur marchand ;
Q	la valeur ajoutée du secteur marchand ;
HL	la durée du travail trimestrielle moyenne par salarié du secteur marchand ;
CL	le salaire horaire super-brut dans le secteur marchand ;
P	le déflateur de prix de la valeur ajoutée marchande ;
t	le temps ;
c	la constante ;
	la tendance de productivité hors effets coût et durée du travail.

L’équation d’emploi et la tendance de productivité sont estimées simultanément par un filtre de Kalman. L’équation d’emploi constitue l’équation de signal et les équations d’état s’écrivent :
(2) (tendance de productivité)
(3) Z_t = Z_{t – 1} v_{2, t} (taux de croissance tendanciel de la productivité)
avec Z, le taux de croissance tendanciel de la productivité
Les équations d’état représentent la productivité tendancielle, hors effets du coût du travail et de la durée du travail, en niveau (équation (2)) et en taux de croissance (équation (3)). On suppose que des chocs de natures différentes affectent Π et Z : v₁ représente ce qui affecte de manière permanente le niveau de la productivité tendancielle et v₂ représente ce qui affecte de manière permanente le taux de croissance de la productivité tendancielle.
Les variables ont toutes un coefficient significativement différent de 0 et de signe attendu. La statistique de Student associée au coefficient de la relation de long terme valide l’hypothèse d’une relation de cointégration entre ces variables. Cette équation estime la tendance de productivité de long terme à 1,4 % par an en moyenne sur la période 1990-1999, 1,1 % par an en moyenne sur la période 2000-2009 et à 0,8 % fin 2015. Le coefficient associé au coût du travail s’élève à 0,24 (une hausse du coût du travail accroit la productivité horaire et diminue l’emploi) et celui de la durée du travail à 0,61 (une hausse de la durée du travail diminue la productivité horaire, mais augmente la productivité par salarié et diminue l’emploi). Le cycle de productivité est le résidu de la relation de long terme.

86Selon notre équation d’emploi, il apparaît, qu’après un redressement du cycle de productivité entre le premier trimestre 2009 et la fin 2010, la rechute de l’activité a conduit de nouveau à une baisse des gains de productivité à partir du deuxième trimestre 2011 (graphique 42), ceux-ci s’écartant de leur tendance de long terme, estimée à 0,8 % par an. Le cycle a atteint un point bas entre le deuxième trimestre 2012 et le premier trimestre 2013, s’expliquant par l’absence de croissance, avant d’amorcer son redressement au deuxième trimestre 2013.

Graphique 42

Cycle de productivité dans le secteur marchand

Cycle de productivité dans le secteur marchand

87Le cycle de productivité s’est refermé au deuxième semestre 2014 sous l’effet de la reprise timide de la croissance. La montée progressive des effets du CICE s’est en même temps traduite par un enrichissement de la croissance en emplois. La mise en œuvre en 2015 et en 2016 d’allègements supplémentaires de cotisations sociales patronales (Pacte de responsabilité et dispositif embauche PME) a infléchi à nouveau la tendance de productivité alors que les entreprises se trouvaient en situation de légers sous-effectifs par rapport à leur niveau d’activité [9]. Malgré une croissance de l’activité marchande en 2016 identique à celle de 2015 (1,1 % de croissance contre 1 % en 2015), les créations d’emplois salariés ont donc été deux fois plus nombreuses en 2016, traduisant les embauches des entreprises pour réduire le déficit d’emplois de 2015.

88Au regard du cycle de productivité (+0,9 % par rapport à la tendance de long terme au deuxième trimestre 2017), et de l’accélération de la croissance de la valeur ajoutée marchande, les entreprises continueraient à embaucher au cours des deux prochaines années, à un rythme supérieur à celui observé en 2016-2017. Dès 2018, l’effet des mesures de baisse du coût du travail sur la tendance de productivité s’estomperait progressivement (-0,1 point en 2018, puis 0 en 2019), et celle-ci retrouverait son niveau normal estimé à 0,8 % chaque année. La croissance de la valeur ajoutée marchande se maintenant à un niveau élevé à l’horizon de notre prévision, le cycle de productivité ne se refermerait pas sur la période (graphique 42). Une telle configuration du cycle de productivité a déjà été observée dans le passé en période de croissance soutenue : la productivité peut rester durablement supérieure à la productivité tendancielle, et son retournement en direction de la tendance est le plus souvent synchrone avec le retournement de la croissance. L’emploi salarié dans le secteur marchand augmenterait de 1,4 % en 2018 puis de 1,7 % en 2019 après 1,5 % en 2017. Une fermeture plus rapide du cycle conduirait à davantage de créations d’emplois.

Les effets des mesures de baisse du coût du travail s’estompent

89Héritées du précédent quinquennat, plusieurs mesures fiscales (CICE, Pacte de responsabilité, Prime à l’embauche [10]) de réduction du coût du travail visant à enrichir la croissance en emplois seront toujours à l’œuvre en 2018, avec un faible effet attendu sur l’emploi, effet qui s’estomperait complètement en 2019.

90Le dispositif de la Prime à l’embauche [11] a pris fin au 30 juin 2017. Il est remplacé par un allègement dégressif de cotisations sociales patronales supplémentaire de 4,05 points au niveau du SMIC à partir du 1^er janvier 2019 pour les salariés dont les salaires sont compris entre 1 et 1,6 SMIC, ce qui représente 3,3 milliards d’euros d’allègements supplémentaires. Par ailleurs, le taux de CICE, qui avait été augmenté à 7 % pour les salaires versés en 2017, est abaissé à 6 % en 2018, avant sa transformation en allègement pérenne de cotisations sociales patronales de 6 % pour les salaires compris entre 1 et 2,5 SMIC.

91Le passage du taux de CICE de 7 % à 6 % aurait un impact négatif sur l’emploi en 2018-2019 (tableau 5). En 2019, les premiers effets de la transformation du CICE (pour les 6 points restants) et le renforcement des allègements au niveau du SMIC atténueraient les effets de la baisse du taux de CICE.

92Concernant le Pacte de responsabilité, nous avons distingué deux éléments : (1) l’allègement portant sur les bas salaires (entre 1 et 1,6 SMIC) dont on attend un effet plus fort sur l’emploi via une élasticité de l’emploi à son coût plus élevée aux abords du SMIC puis décroissante avec le niveau de salaire [12] et (2) l’allègement uniforme entre 1,6 et 3,5 SMIC. Les effets du Pacte de responsabilité sur la dynamique de l’emploi s’estomperaient progressivement en 2018 (+26 000 emplois) et seraient quasi nuls en 2019 (+ 6 000 emplois).

93Les effets cumulés du CICE, de sa transformation [13], du Pacte de responsabilité et de l’impact dynamique de son financement auraient un effet légèrement négatif sur l’emploi en 2018 (-22 000 emplois) et un effet négligeable en 2019 [14] (tableau 5).

La baisse des contrats aidés se poursuit

94Le quinquennat précédent a été marqué par une progression des contrats aidés, avec notamment la création des emplois d’avenir et l’allongement de la durée des CUI-CAE (graphique 43). En 2013-2014, face à la dégradation du marché du travail, 380 000 contrats aidés dans le secteur non-marchand avaient ainsi été signés en moyenne chaque année (360 000 en moyenne sur 2012-2016). La montée en charge des emplois d’avenir, dont la durée moyenne était de 2 ans, ainsi que l’allongement de la durée des CUI-CAE avec pour objectif une durée moyenne des contrats de 10,5 mois contre 7 mois en 2012, avaient permis une forte progression du stock d‘emplois en contrat aidé. Le pic des contrats aidés a été atteint au deuxième trimestre 2016, que l’on considère les contrats aidés dans le non-marchand seuls (307 000 en stock) ou que l’on y inclue l’insertion par l’activité économique (IAE) et les contrats aidés du secteur marchand (540 000 en stock). Par la suite, le nombre d’emplois en contrat aidé a diminué de 57 000 au deuxième semestre 2016, avec la baisse entamée du stock des emplois d’avenir pour le secteur non-marchand et des CUI-CIE dans le secteur marchand. Cette baisse s’est ensuite amplifiée en 2017 (-111 000 contrats aidés dont -81 000 dans le secteur non marchand et -30 000 dans le secteur marchand). Malgré la rallonge de 30 000 contrats aidés décidée par le gouvernement au second semestre 2017, la baisse du stock de contrats aidés a été particulièrement forte dans la seconde moitié de 2017. Cette décision a été insuffisante pour stabiliser le stock. Elle a par ailleurs été ciblée uniquement sur le secteur non-marchand et a été de pair avec la fin des entrées en contrats aidés dans le secteur marchand. Au quatrième trimestre 2017, on comptait ainsi 367 000 contrats aidés en France métropolitaine, dont 211 000 dans le secteur non-marchand, 125 000 dans l’IAE et 31 000 dans le secteur marchand.

Graphique 43

Contrats aidés dans le secteur non-marchand

Contrats aidés dans le secteur non-marchand

Champ : France métropolitaine.
Note : la baisse des CUI-CAE observée au second semestre 2014 provient du basculement des CAE des entreprises d’insertion en CDDI (CDD d’insertion).

95Cette forte baisse des contrats aidés se prolongera en 2018, le gouvernement ayant annoncé une réorientation des politiques de l’emploi vers la formation des demandeurs d’emplois et des jeunes éloignés du marché du travail. Cette réorientation passe par le Plan d’investissement compétences et par une réforme en cours de la formation professionnelle et de l’apprentissage. Les emplois d’avenir et les CUI-CIE disparaissent et les CUI-CAE sont transformés en Parcours Emploi Compétences (PEC) [15].

96Pour 2018, le gouvernement prévoit 200 000 entrées en PEC exclusivement dans le secteur non-marchand. 30 500 parcours seraient fléchés pour l’accompagnement des élèves en situation de handicap. Sur les 169 500 PEC restant, 3,5 % sont mis en réserve de précaution, 22 000 concernent l’outre-mer et 136 000 concernent la France métropolitaine. La durée des contrats serait de 10,2 mois en moyenne (9 mois minimum), avec un taux de prise en charge par l’État qui baisserait à 50 %, contre environ 70 % en 2017 (tableau 6). Pour 2019, nous avons fait l’hypothèse d’un maintien du stock de PEC à son niveau prévu fin 2018. Les dispositifs d’insertion par l’activité économique bénéficieraient d’une rallonge de 10 000 contrats en 2018, soit une cible de 70 000 emplois en équivalent temps plein, que nous avons maintenue pour 2019.

Tableau 6

Entrées et effectifs de bénéficiaires des dispositifs spécifiques de politique de l’emploi^{(1),(2),(3),*}

En milliers Entrées Effectifs en fin d’année (T4) Effet cumulé sur l’emploi net de l’effet d’aubaine 2017 2018 2019 2017 2018 2019 2018-2019 Emploi aidé 1726 1072 1255 1284 1137 1303 -72 Contrat aidé 496 372 372 368 267 243 -67 CUI-CAE puis PEC (1) 206 136 136 167 121 116 -36 CUI-CIE 24 0 0 15 1 0 -2 Emploi d’avenir 35 0 0 60 18 0 -31 dont non marchand 30 0 0 44 14 0 -27 marchand 5 0 0 16 3 0 -4 Insertion par l’activité économique 231 236 236 125 127 127 2 Contrat en alternance 495 501 501 610 618 618 1 Apprentissage 290 296 296 398 406 406 1 Contrat de professionnalisation 205 205 205 212 212 212 0 Autre emploi aidé 734 199 382 306 252 441 -6 Dispositif ciblé sur les territoires en difficulté 15 15 15 35 35 35 0 Contrat de génération 11 0 0 24 14 3 -4 Exonération de cotisation chômage sur les embauches de jeunes en CDI 525 0 0 44 0 0 -2 Aide aux chômeurs créateurs d’entreprise 182 182 365 198 198 398 nc Accompagnement des restructuration 2 2 2 5 5 5 nc Formation des personnes en recherche d’emploi (2) 743 860 960 179 304 346 37 Garantie jeunes (3) 70 93 93 72 94 96 17 Total -19

Entrées et effectifs de bénéficiaires des dispositifs spécifiques de politique de l’emploi^{(1),(2),(3),*}

Champ : France métropolitaine.
(1) Hors accompagnement des élèves en situation de handicap.
(2) L’effet de la formation sur l’emploi est calculé en appliquant une élasticité de retour à l’emploi de 0,07 sur le différentiel d’entrées en formations par rapport aux entrées constatées en 2015 (660 000 entrées), l’année 2016 étant marquée par le Plan « 500 000 formations ». Cet effet ne tient pas compte d’un possible effet de changement dans la file d’attente, qui atténuerait l’impact du dispositif sur le retour à l’emploi.
(3) L’effet sur l’emploi est calculé en retenant un impact de 9 % sur le taux d’emploi durable (CDI et CDD de 6 mois et plus hors emplois aidés) sur le nombre de jeunes entrant dans le dispositif chaque année*. Cet effet ne tient pas compte d’un possible effet de changement dans la file d’attente, qui atténuerait l’impact du dispositif sur la probabilité d’être en emploi durable.
* Cf. Tableau 2.2, p. 22 dans Dares, 2016 : « Premiers résultats d’évaluation statistique de l’impact de la Garantie jeunes, Annexe 5 », novembre.

97Compte tenu de ces éléments, le stock de contrats aidés baisserait fortement entre la fin 2017 et la fin 2019 (voir graphique 43 et tableau 6 : -96 000 contrats aidés non-marchands, -125 000 contrats aidés y compris secteur marchand et IAE). L’effet cumulé sur 2018-19 de la baisse du stock de contrats aidés conduirait à réduire le nombre d’emplois de 67 000. Cet effet négatif s’explique principalement par le faible effet d’aubaine des contrats aidés non-marchands contrairement au secteur marchand (0,3 retenu pour les CUI-CAE, 0,4 pour les emplois d’avenir, 0,84 pour les CUI-CIE et 0,75 pour les emplois d’avenir du secteur marchand) [16].

98Concernant l’alternance, le gouvernement a fixé pour 2018 un objectif de hausse de 2 % du nombre d’entrées en apprentissage et nous avons retenu en prévision une hypothèse de stabilisation du stock de contrats de professionnalisation. Mais l’effet sur l’emploi serait négligeable (+1 000 emplois cumulés entre 2018 et 2019).

99Les autres dispositifs d’emplois aidés voient la fin de l’exonération de cotisation chômage sur les embauches de jeunes en CDI à compter du 1^er octobre 2017 (entrée en vigueur de la nouvelle convention d’assurance chômage de l’Unedic) ainsi que la suppression du contrat de génération dès 2018. L’aide aux chômeurs créateurs d’entreprise serait en revanche étendue progressivement à partir de 2019 [17]. Nous avons inscrit 200 000 bénéficiaires supplémentaires en 2019. Enfin, nous avons stabilisé en prévision les bénéficiaires de l’accompagnement des restructurations, ainsi que les dispositifs ciblés sur les territoires. Ces derniers devraient être toutefois rediscutés en 2019 avec l’allègement supplémentaire de cotisations sociales au niveau du SMIC [18]. Au total, les politiques de l’emploi, via les contrats aidés et les autres dispositifs d’emplois aidés, contribueraient négativement à l’évolution de l’emploi total pour -72 000 emplois sur la période 2018-2019. Ce chiffrage propre aux périmètres des emplois aidés ne tient donc pas compte d’un possible effet de l’extension de l’Accre (Aide au chômeur créant ou reprenant une entreprise) sur l’emploi [19], ni de l’effet positif attendu du Plan d’Investissement Compétences (encadré 6) sur l’amélioration de l’employabilité des jeunes et des chômeurs de longue durée. Compte tenu de la montée en charge des formations et de la Garantie jeunes, et de l’effet attendu sur le retour à l’emploi de ces dispositifs [20], le Plan d’investissement compétences contribuerait positivement à améliorer l’emploi de 37 000 en 2018-2019 et la Garantie Jeune de 17 000 sur la même période.

Population active et halo du chômage

Les évolutions récentes de l’emploi et du chômage publiées par l’Insee à partir de l’Enquête emploi en continu (EEC) sont parfois difficilement réconciliables avec les évolutions de l’emploi issues de la comptabilité nationale (CN) et celles attendues de la population active compte tenu des projections de population active. Ainsi, au quatrième trimestre 2017, l’Insee indique un nombre de chômeurs en baisse de 205 000 (-0,7 point de taux de chômage), baisse inédite depuis 1975. Dans le même temps, l’évolution du taux d’emploi des personnes âgées de 15 ans et plus progressait de 0,4 point, ce qui correspond à environ 250 000 créations d’emplois sur le trimestre, quand les chiffres de la comptabilité nationale rapportent 60 000 créations d’emplois sur ce même trimestre.
Plus globalement, un décalage apparaît entre l’évolution de la population active observée et son évolution attendue. Depuis 2014, la population active observée (emploi CN + chômage EEC) progresse moins vite (en moyenne annuelle) que la population active potentielle [21] (tableau 7). Cela induit un « défaut de bouclage » rétrospectif sur les évolutions de la population active. Ce défaut de bouclage s’élève à -135 000 personnes cumulées depuis 2014 (-99 000 personnes depuis 2015, année de reprise des créations d’emplois marchands). Ainsi, sans ce défaut de bouclage, le chômage aurait été plus élevé de 100 000 à 135 000 personnes.

Tableau 7

Décomposition de la population active observée et potentielle

Moyenne annuelle, en variation, en milliers
	2013	2014	2015	2016	2017
Population active observée	238	120	87	100	99
Population active potentielle	132	157	129	126	129
Emploi	67	120	61	182	276
Chômage	171	0	26	-83	-178
Défaut de bouclage	106	-36	-42	-26	-31

Décomposition de la population active observée et potentielle

Calculé à partir de l’emploi source EEC, le défaut de bouclage est similaire. Les écarts entre comptabilité nationale et Enquête emploi sont certes nombreux (données administratives versus données d’enquête, prise en compte ou non des emplois frontaliers…). Mais l’évolution des créations depuis la reprise de l’emploi dans le secteur marchand fin 2014 est retracée de façon similaire entre les deux sources (graphique 44), bien que les créations d’emplois cumulées selon l’EEC soient légèrement supérieures sur la période.

Graphique 44

Créations d’emploi cumulées depuis le premier trimestre 2015

Créations d’emploi cumulées depuis le premier trimestre 2015

Du côté des comportements d’activité, les projections de taux d’activité sont quasiment systématiquement supérieures aux taux d’activité mesurés par l’EEC depuis 2015 (graphique 45). Dans le même temps, le halo autour du chômage a fortement progressé, de 75 000 personnes entre le quatrième trimestre 2014 et le quatrième trimestre 2017. Il est ainsi probable qu’une partie du défaut de bouclage provienne d’une progression plus importante qu’attendu du halo autour du chômage.

Graphique 45

Taux d’activité observé et projeté

Taux d’activité observé et projeté

Nous avons donc tenté d’expliquer les variations du nombre de personnes dans le halo (rapporté à la population active augmentée du halo), en fonction des évolutions du taux de chômage et de l’emploi. On s’attend à ce qu’une hausse du taux de chômage se traduise par une baisse du halo à court terme (bascule d’une catégorie à l’autre selon la disponibilité par exemple). À long terme par contre, la hausse du chômage se traduirait par des découragements plus nombreux, donc une hausse du halo autour du chômage. Le halo pourrait également dépendre négativement des créations d’emplois (de même qu’une hausse de l’emploi suffisamment importante diminue le chômage). L’équation estimée s’écrit :

Avec

txhalo :	nombre de personnes dans le halo / (population active + halo)
txchobit :	taux de chômage au sens du BIT
emploi :	emploi calculé à partir de l’Enquête emploi

Nous avons simulé cette équation pour évaluer dans quelle mesure le niveau du halo du chômage serait relativement élevé compte tenu du taux de chômage et des créations d’emplois observées (graphique 46). Les résultats indiquent un écart de 0,23 point au quatrième trimestre 2017, ce qui correspond à un écart de 73 000 personnes. Compte tenu de cette estimation, nous avons fait l’hypothèse que la population active serait plus dynamique à l’horizon de notre prévision, soit 80 000 personnes actives supplémentaires en 2018-2019, en plus de l’évolution attendue de la population active liée à sa progression tendancielle, à l’évolution du nombre de personnes en formation et à l’effet de flexion.

Graphique 46

Halo du chômage

Halo du chômage

Chômage : stabilité attendue à court terme

100Après sept années de hausse, la courbe du taux de chômage s’est inversée en 2015. Le dynamisme des créations d’emplois salariés dans le secteur marchand (579 000 entre la fin d’année 2014 et le quatrième trimestre 2017) explique une part importante de cette baisse. La population active observée est aussi bien moins dynamique depuis 2015 (+66 000 actifs par an en moyenne) qu’entre 2008 et 2014 (+167 000 actifs par an en moyenne).

101En prévision et sur la base des dernières projections de population active de l’Insee [22], la population active tendancielle croîtrait ainsi de 77 000 personnes en moyenne sur la période 2018-2019, contre 153 000 personnes en moyenne chaque année sur la période 2008-2017. Le dynamisme des créations d’emplois aurait un effet positif sur la population active via un effet de flexion, des personnes inactives étant incitées à revenir sur le marché du travail du fait de l’amélioration des conditions sur ce dernier. Par ailleurs, la population active observée s’est avérée moins dynamique en moyenne depuis 2014 : l’écart entre la progression effectivement constatée de la population active et la progression attendue (la population active potentielle) s’élève à près de -140 000 personnes cumulées en moyenne annuelle depuis 2014. Ce défaut de bouclage négatif sur la période récente s’explique en partie par le niveau élevé du halo du chômage (encadré 7). On s’attend donc à une hausse de la population active plus forte en 2018-2019 (+80 000 personnes au total sur ces deux années, comptabilisées avec l’effet de flexion, en sus de l’augmentation tendancielle de la population active).

102La montée en charge du Plan d’investissement compétences prévoyant 2 millions de formations supplémentaires pour les demandeurs d’emplois et les jeunes éloignés du marché du travail (encadré 6) se traduirait par une hausse de 200 000 entrées en formations dès 2018 et une poursuite de la montée en charge de la Garantie jeunes. Nous avons fait l’hypothèse d’une poursuite de la montée en charge avec +100 000 formations supplémentaires en 2019 s’ajoutant à celles de 2018. Les chômeurs de longue durée entrés en formation en 2018-2019 sortiraient provisoirement de la population active (-19 000 personnes en 2018 puis -6 000 personnes en 2019). Notons qu’une montée en charge différente des entrées en formation des demandeurs d’emploi modifierait légèrement le profil du taux de chômage.

103L’emploi total serait relativement dynamique en 2018 (+194 000) et en 2019 (+254 000), soit un rythme suffisant pour faire baisser le chômage. Ce dernier atteindrait 8,4 % au quatrième trimestre 2018. La forte baisse des contrats aidés dans le secteur non-marchand et le moindre enrichissement de la croissance en emplois freineraient la baisse du chômage en 2018 après la forte baisse de 2017 (-70 000 personnes en 2018, en glissement annuel). Le surcroît de personnes actives lié à la baisse du halo du chômage contribuerait également à freiner la baisse du chômage (encadré 7). Ce surcroît est comptabilisé dans l’effet de flexion et serait positif en 2018 (+45 000 personnes actives) et en 2019 (+35 000 personnes actives). Hors les incertitudes liées au défaut de bouclage, le chômage baisserait de façon quasi-certaine en 2018 (encadré 8).

104En 2019, le taux de chômage en France métropolitaine poursuivrait sa baisse à un rythme plus rapide pour atteindre 7,9 % de la population active en fin d’année 2019 (tableau 8). Cette baisse serait plus marquée en 2019 qu’en 2018, principalement en raison d’un effet moins négatif des baisses de contrats aidés sur l’emploi total.

Tableau 8

Projections de population active^*,**

En milliers, en glissement annuel 2014 2015 2016 2017* 2018* 2019* Population active potentielle 147 127 119 136 79 86 – Projection tendancielle au sens du BIT 148 121 103 91 83 70 – Effet de flexion -9 -2 10 8 56** 53** – Entrées en formation 1 2 -15 23 -19 -6 – Effet retraits d’activité CTP/ CRP/CSP 7 6 20 13 4 4 Population active observée 183 46 179 -27 124 121 Défaut de bouclage 36 -81 60 -163 0 0

Projections de population active^*,**

* Prévisions OFCE
** Sont incluses dans l’effet de flexion 45 000 personnes supplémentaires en 2018 (et 35 000 en 2019) auparavant considérées comme inactives car dans le halo du chômage. Voir encadré 3.

Encadré 8. Les incertitudes entourant la baisse du taux de chômage

Comme nous l’avons indiqué, la prévision du taux de chômage comporte des marges d’incertitude et de variabilité. Afin d’illustrer l’incidence de ces incertitudes sur notre compte central, nous avons utilisé la méthode de simulation de Monte-Carlo. Le choix des sources d’incertitudes porte sur le taux de croissance de l’emploi non-salarié et de l’emploi salarié marchand, mais aussi sur l’impact de la baisse des contrats aidés sur l’emploi non-marchand et sur l’incertitude relative au défaut de bouclage [23]. Le tableau 9 ci-dessous résume les principales hypothèses concernant les densités de probabilités de chacun de ces facteurs d’entrée porteurs d’incertitudes qui seront propagées pour obtenir la densité de probabilités des variables de sortie. Cela nous permet d’associer à notre compte central un intervalle de confiance. Compte-tenu de l’impact de l’incertitude entourant le défaut de bouclage, nous donnons les intervalles de confiance avec et sans l’incertitude liée au défaut de bouclage.

Tableau 9

Hypothèses de distributions de probabilité

	Distribution de probabilités	Moyenne	Écart-type	Valeur Min.	Valeur Max.
Emploi salarié marchand (taux de croissance)	Loi normale	0	0,07
Emploi non-salarié marchand (Variation en milliers)	Loi normale	0	9,6
Emploi non salarié non- marchand (variation en milliers)	Loi normale	0	2,4
Impact contrats aidés (coefficient d’impact)	Loi uniforme			0,5	0,9
Défaut de bouclage (Niveau en milliers)	Loi normale	0	47,9

Hypothèses de distributions de probabilité

En lien avec nos hypothèses de croissance, l’emploi salarié marchand augmenterait de façon quasi-certaine à l’horizon de notre prévision, tandis que l’emploi non-marchand diminuerait. Hors défaut de bouclage, le taux de chômage resterait stable ou augmenterait au premier semestre 2018 avec une probabilité de 50 %, mais il baisserait à l’horizon 2019 (graphique 47). La prise en compte du défaut de bouclage augmente considérablement l’incertitude sur l’évolution du taux de chômage, qui pourrait rester stable ou augmenter d’ici la fin d’année 2018 avec une probabilité de 35 %. Celui-ci baisserait toutefois d’ici à la fin 2019 avec une probabilité de 90 %, en tenant compte de l’aléa du défaut de bouclage.

Graphique 47

L’incertitude en prévision

L’incertitude en prévision

Note : Nous associons à notre projection un intervalle de confiance simulée à l’aide de la méthode de Monte-Carlo pour 15 000 simulations. Le premier intervalle est à 75 %, le deuxième à 90 % et le troisième à 95 %.

2017 : et le déficit passa sous la barre des 3 %

110En 2017, le déficit public français est enfin passé sous la barre de 3 % du PIB, une première depuis 2007. Le déficit s’est établi à 2,6 % du PIB, en amélioration de 0,8 point par rapport à 2016 (tableau 11). Cette baisse s’explique par la reprise de l’activité qui améliore la composante conjoncturelle du solde public de 0,4 point de PIB. Par ailleurs, le solde structurel s’est lui aussi amélioré de 0,5 point. Enfin, les composantes non discrétionnaires ont dégradé le solde de 0,1 point. La forte amélioration du solde structurel masque un effort structurel négatif en 2017 (-0,2 point de PIB). Pour concilier ce décalage il faut tenir compte du fort dynamisme des recettes fiscales, qui a largement dépassé celui de la croissance de l’activité, dans un contexte de reprise.

111L’essentiel de l’amélioration du solde structurel s’explique par la très forte hausse du taux de prélèvements obligatoires (PO) de 0,7 point. Cette hausse a eu lieu alors même que les mesures discrétionnaires prises diminuent les PO de 0,1 point de PIB. La différence s’explique par deux facteurs. D’une part, la contribution exceptionnelle de l’impôt sur les sociétés (IS), créée pour financer les remboursements de la taxe sur les dividendes de 3 % invalidée par le Conseil Constitutionnel, a augmenté ponctuellement le taux de PO de 0,2 point. Cette contribution disparaîtra en 2018 que nous interprétons comme un one-off au sens des finances publiques. D’autre part, les recettes fiscales ont été nettement plus dynamiques que ce que la croissance de l’activité aurait laissé augurer. Ce type de surprise positive pour les finances publiques émerge généralement en phase de reprise. Même si une élasticité des recettes fiscales à l’activité supérieure à l’unité peut être espérée en phase de reprise (encadré 9), le niveau des plus-values fiscales de 2017 est particulièrement fort. Ainsi, l’élasticité des recettes fiscales s’est établie, selon nos calculs, à 1,6, contribuant à la hausse du taux de PO de 0,6 point. Les recettes des impôts sur le revenu et le patrimoine (+5,2 %) et des impôts sur les produits (+4,6 %) progressent plus fortement que l’activité (+2,8 % de croissance du PIB nominal). Ainsi, la forte croissance de l’activité et la composition de la reprise – riche en emplois – expliquent le dynamisme des recettes publiques.

112En 2017, les dépenses publiques primaires hors crédits d’impôts ont progressé de +2,7 % en valeur et de +1,9 % en volume (déflaté par le prix du PIB), soit plus que la croissance potentielle (évaluée à +1,2 %). Deux one-off ont également contribué sensiblement à la hausse des dépenses publiques : la recapitalisation de AREVA SA (2,3 milliards) et le remboursement de la taxe sur les dividendes de 3 % (4,9 milliards). En excluant ces deux mesures, la dépense publique primaire a évolué en ligne avec le potentiel de croissance français, écartant l’hypothèse d’une dérive structurelle de la dépense. Ainsi, hors one-off, un effort de 0,3 point de PIB a été réalisé sur la dépense primaire. Enfin, la baisse de la charge de la dette a contribué à la baisse du déficit pour 0,1 point de PIB.

2018 : l’année de la baisse de la fiscalité du capital et des entreprises …

113En 2018, le déficit public resterait sous les 3 % pour la deuxième année consécutive. L’amélioration anticipée de 0,2 point du solde public s’explique essentiellement par la poursuite de la reprise. En revanche, la France ne réalisera pas de consolidation budgétaire. Les baisses de prélèvements obligatoires (PO) pour un montant de 6,7 milliards d’euros (0,3 point de PIB) seront compensées par un effort sur la dépense publique primaire d’un ordre comparable. Toutefois, l’effet du remboursement de la taxe sur les dividendes de 3% invalidée par le Conseil Constitutionnel, augmentera – ponctuellement – le déficit de 4,9 milliards (soit 0,2 point de PIB).

114Dans le détail, les ménages bénéficieront de la réforme de la taxation du capital (suppression de l’ISF et instauration du Prélèvement forfaitaire unique sur les revenus du capital) à hauteur de 4,5 milliards d’euros (0,2 point de PIB, 5,1 milliards en régime de croisière) et de la première tranche de dégrèvement de la taxe d’habitation pour un montant de 3 milliards d’euros (tableau 12). En revanche, leur revenu sera amputé par le calendrier de la bascule CSG-cotisations sociales. En effet, si la hausse de la CSG a été intégrale dès le 1^er janvier 2018 (+1,7 point), la baisse complète de cotisations sociales intégrale n’interviendra qu’au 1^er octobre. Ainsi, un gain pour les finances publiques sera réalisé au cours de l’année 2018 d’un montant de 4,5 milliards d’euros [30] (0,2 point de PIB). Enfin, le crédit d’impôt pour l’emploi de personnes à domicile soutiendra le pouvoir d’achat pour 1 milliard. Au total, les nouvelles mesures sur la fiscalité directe augmenteront le pouvoir d’achat des ménages de plus de 4 milliards d’euros en 2018. Ces mesures de soutien au pouvoir d’achat seront plus que contrebalancées par une augmentation de la fiscalité indirecte avec la hausse de la fiscalité écologique pour 3,7 milliards (0,2 point de PIB) et celle sur le tabac pour 1,2 milliard (0,1 point de PIB).

115La fiscalité des entreprises diminuerait fortement en 2018. Le paiement de créances de CICE passées et la hausse de son taux à 7 % – décidée lors du vote de la Loi de finance initiale (LFI) 2017 – diminueront la fiscalité des entreprises de 4 milliards d’euros en 2018 (0,2 point de PIB). Par ailleurs, la baisse du taux d’IS est confirmée, avec un coût pour les finances publiques de 1,2 milliard (0,1 point de PIB). Enfin, le contrecoup de la modification de la date du cinquième acompte d’IS inscrite dans la LFI 2017 diminuerait de 0,5 milliard les impôts qui pèsent sur les entreprises en 2018. Néanmoins, la principale mesure inscrite dans la LFI 2018 en faveur des entreprises reste la suppression de la contribution sur les dividendes qui allègera la fiscalité des entreprises de 1,9 milliard (0,1 point de PIB). Au total, les mesures en faveur des entreprises devraient réduire leurs prélèvements de 8,6 milliards d’euros (-0,4 point de PIB) en 2018.

… et en même temps la maîtrise de la dépense publique

116Dans la continuité de la politique budgétaire mise en œuvre depuis 2014, le gouvernement financerait les baisses de prélèvements obligatoires par un important effort sur l’évolution des dépenses publiques.

117La dépense publique primaire hors crédits d’impôts augmenterait de 1,0 % en volume en 2018 (après 1,9 % en 2017, graphique 48). Ceci représenterait un effort budgétaire de 0,1 point de PIB [31]. Toutefois, ce chiffre masque l’impact ponctuel des remboursements de la taxe de 3 % sur les dividendes invalidée, qui augmentera – temporairement – la dépense publique de 5 milliards d’euros. Une fois corrigé cet impact ponctuel, les efforts réalisés sur la dépense publique seraient de 0,3 point de PIB, comparables aux efforts réalisés depuis 2014 [32]. Hors crédits d’impôts, la dépense publique progresserait toujours moins que le PIB nominal : le ratio de la dépense publique au PIB poursuivrait sa baisse pour atteindre 56,0 % (54,5 % hors crédits d’impôts restituables), un niveau plus faible que celui de 2009 (56,8 %) mais toujours supérieur à celui d’avant-crise (52,2 %). Dans le détail, la maîtrise de la dépense publique en 2018 concernerait principalement l’État et les collectivités locales. Le périmètre de la masse salariale publique serait largement mis à contribution (-0,2 point de PIB) en raison de la réduction des emplois aidés et du gel de l’indice de lae fonction publique. Les prestations sociales et transferts en nature contribueraient aux économies à hauteur de 0,1 point de PIB chaque année, principalement sous l’effet de la baisse du budget dédié au logement et de la réforme de la politique familiale. En revanche, l’investissement public, en particulier la mise en place du GPI, contribuerait à accroître la dépense de 0,1 point de PIB. Enfin, le bouclage budgétaire passe par des économies substantielles (0,2 point de PIB par an) liées à une amélioration de l’efficacité de la dépense publique, la réduction des consommations intermédiaires notamment via la baisse de certains prix [33].

Graphique 48

Évolution annuelle de la dépense publique primaire hors crédits d’impôts

Évolution annuelle de la dépense publique primaire hors crédits d’impôts

2019 : l’année du rééquilibrage en faveur des ménages

118La stabilisation du déficit attendue pour 2019, dans un contexte de croissance soutenue, ne traduit pas un relâchement de l’effort budgétaire. Pour comprendre la stabilisation du déficit, alors que les conditions macroéconomiques continueront d’améliorer le solde conjoncturel et qu’un effort structurel sera mis en œuvre, il faut rappeler les effets comptables de la transformation du CICE en baisse de cotisations sociales patronales. Les créances de CICE générées en 2018 seront intégrées dans le déficit public de l’année 2019, tout comme les baisses immédiates de cotisations. Cette mesure aura donc un impact ponctuel – de 0,9 point de PIB – sur le déficit au sens de la comptabilité nationale. Enfin, les composantes non discrétionnaires devraient améliorer le solde de 0,2 point (recettes non fiscales, impact comptable de la montée en charge des anciennes créances de CICE et charge d’intérêts).

119Une fois contrôlé du double impact comptable de la transformation du CICE, l’ajustement budgétaire sera réalisé essentiellement à travers la dépense publique (0,3 point de PIB). Hors CICE, une légère baisse de la fiscalité est attendue pour 2019 (-0,1 point de PIB et -1 point de PIB y compris le one off CICE). La baisse de la fiscalité sera concentrée cette fois-ci sur les ménages. Il faut relever notamment la matérialisation des effets pleins des baisses de cotisations salariales en 2019 par rapport à 2018 (-0,2 point de PIB), la poursuite de l’exonération de taxe d’habitation pour 3,5 milliards (-0,1 point) et la montée en charge du Prélèvement forfaitaire unique (PFU) (tableau 13). Ces baisses seront partiellement compensées par la hausse de la taxation écologique et du tabac (+0,1 point de PIB). Hors fiscalité écologique, les ménages verraient leur fiscalité diminuée de 7,5 milliards (0,3 point de PIB). Hors effet one off du CICE, la fiscalité reposant sur les entreprises devrait augmenter en 2019 (+1,2 milliard). Si les entreprises bénéficieront de la baisse du taux d’IS (-0,2 point de PIB), la transformation du CICE en baisse de cotisations sociales aura des impacts multiples sur les entreprises. D’une part, les effets de la baisse du taux de CICE (de 7 % à 6 %) inscrite dans la LFI 2018 s’appliquant aux salaires de l’année 2018 sera comptabilisé dans le solde public en 2019. Ainsi, la baisse du taux de CICE augmentera les PO de 0,2 point de PIB en 2019. En outre, la transformation du CICE en baisse de cotisations sociales induira une hausse des marges des entreprises. Par un effet d’assiette, ceci génèrera un retour positif d’IS, expliquant la hausse des PO sur les entreprises en 2019 (hors effet de l’année double). Au final, sans compter l’impact double ponctuel de la transformation du CICE, l’année 2019 verra une pause dans la baisse de la fiscalité des entreprises engagée en 2014. L’année 2019 sera ainsi celle d’un rééquilibrage des mesures fiscales en faveur des ménages.

120Les efforts sur la dépense publique primaire de 2019 seront maintenus au même rythme qu’en 2018 (0,3 point de PIB). Pour l’instant, le détail des viviers d’économies est inconnu, mais le gouvernement a lancé le processus « Action Publique 2022 », avec pour objectif d’évaluer le périmètre d’action des administrations publiques. Il est certain que le contrôle de la masse salariale publique restera un levier important des économies avec la poursuite de l’objectif d’une réduction de 120 000 postes dans la fonction publique à la fin du quinquennat et potentiellement un nouveau gel du point d’indice. Par ailleurs, les économies de dépenses de fonctionnement des collectivités locales seront d’un montant identique à celui prévu pour 2018, comme pour les économies dans le champ de l’Ondam de l’assurance maladie. L’austérité générale sur la dépense publique sera atténuée à nouveau par la poursuite de la montée en charge du GPI qui soutiendrait l’investissement public.

121Un risque existe sur la mise en œuvre de cette stratégie de finances publiques. La fin de la procédure de déficit excessif devrait être rendue officielle courant 2018. Ainsi, la France devra respecter désormais les règles du volet préventif du Pacte de stabilité et de croissance en 2018 et en 2019. Or, le passage dans le volet préventif du Pacte avec une dette supérieure à la cible de 60 %, et un déficit structurel plus dégradé que l’Objectif de moyen terme (OMT) du gouvernement [34] devraient contraindre la politique budgétaire. Une lecture à la lettre du traité suggère que la France devrait faire un ajustement budgétaire structurel minimal de 0,5 point de PIB en 2018. Or, selon nos prévisions, l’ajustement structurel attendu pour 2018 déviera significativement de cette cible. Toutefois, si la surprise dans les élasticités des PO observée en 2017, bien supérieure à l’unité, se maintenait en 2018, l’ampleur de la déviation sera moindre. Si ceci ne constitue pas le scénario central, la perspective de renouveler des recettes fiscales dynamiques par rapport à la croissance du PIB nominale ne peut pas être exclue et constitue un aléa positif sur le solde public. Dans tous les cas, le respect des règles du Pacte ne sera évalué par la Commission qu’en début d’année 2019, au moment de la notification du déficit public de 2018. Ainsi, il est possible – même si cela ne constitue pas le scénario central – qu’un rééquilibrage de l’effort structurel soit demandé pour l’année 2019. L’expérience récente montre que la Commission fait une lecture plus souple du volet préventif du Pacte [35]. La Commission tient notamment compte du contexte conjoncturel afin d’évaluer les décisions des États. En outre, de nouvelles flexibilités ont été introduites dans la gouvernance budgétaire européenne en 2015. Celles-ci permettent de dévier par rapport aux cibles des traités, à condition de réaliser des nouveaux investissements publics ou de mettre en place des réformes structurelles. Vraisemblablement, la France profitera de ce contexte afin d’alléger la consolidation budgétaire requise pour la période 2018-2019 et préserver sa stratégie de politique économique.

La politique budgétaire ne pèsera pas sur la croissance à horizon 2019

122Pour évaluer l’impact de la politique budgétaire sur l’activité, il est nécessaire d’entrer dans le détail des mesures [36]. L’hétérogénéité des effets multiplicateurs de chaque mesure et la dynamique propre des effets de chaque type de mesure [37], font que la composition et le timing de la politique budgétaire mise en œuvre jouent un rôle premier pour expliquer son impact sur la croissance.

123En 2018, la politique budgétaire aura un impact légèrement positif (+0,1 point de PIB) sur l’activité. Si l’impulsion budgétaire est neutre, elle résulte d’une forte baisse de PO principalement sur le capital et les entreprises, à faible multiplicateur à court terme, et d’une impulsion négative sur la dépense publique, à multiplicateur plus élevé à court terme. Du fait de sa composition, l’impact total de la politique contemporaine issue de la Loi de finances 2018 est récessive en 2018 (contribution de -0,2 point de PIB à la croissance). En revanche, les effets d’offre et de demande des mesures budgétaires passées compenseront ces effets (+0,3 point de PIB de contribution), expliquant le soutien, modeste mais positif, de la politique budgétaire à la croissance de l’activité.

124En 2019, la politique budgétaire soutiendra à nouveau la croissance du PIB. Elle le fera à hauteur de 0,2 point et ce, malgré la restriction budgétaire mise en œuvre – hors effets de la bascule du CICE. Hors CICE, le multiplicateur lié aux mesures contemporaines sera inférieur à l’unité car la consolidation se fera essentiellement avec des mesures d’offre (baisse du taux de CICE) à faible multiplicateur la première année. Si la dépense publique sera toujours contrainte, les baisses de PO seront importantes pour les ménages (poursuite du dégrèvement de la taxe d’habitation), ce qui compensera les effets négatifs des mesures sur la demande. En revanche, la croissance 2019 bénéficiera encore des mesures passées (contribution de +0,1 point de PIB à la croissance). En particulier, elle bénéficiera du début du Grand plan d’investissement initié en 2018 et de la baisse des multiplicateurs des économies en dépenses passées. En outre, si on ajoute les effets escomptés de la bascule CICE/cotisations (avec le soutien des entreprises en difficulté et le ciblage des baisses de cotisations vers les bas salaires), le soutien total de la politique budgétaire sera un peu plus important. Certes, le versement exceptionnel du CICE ne devrait avoir qu’un très faible multiplicateur, inférieur à 0,1, en absence de tension de financement de la trésorerie des entreprises. Toutefois, compte tenu de l’importance du choc (proche de 1 point de PIB), son impact sur la croissance sera non négligeable [38]. Au total, la politique budgétaire soutiendra la croissance de 0,2 point et expliquera en partie le regain de croissance attendu.

Encadré 9. Le dynamisme des recettes publiques de 2017 peut-il persister en 2018 ?

La hausse de 0,7 point de PIB du taux de prélèvements obligatoires (PO) a joué un rôle majeur dans la baisse du déficit public de 2017. Cette hausse s’est opérée alors même que les mesures discrétionnaires, hors contribution exceptionnelle sur les bénéfices des grandes entreprises (0,2 point de PIB), diminuaient les PO de 0,1 point de PIB. Ainsi, les PO ont connu un dynamisme bien supérieur à celui du PIB. Ce différentiel permet d’expliquer 0,6 point de la hausse totale du taux de PO en 2017. La question se pose de savoir si ce type de surprise sur les recettes fiscales peut se maintenir au cours des prochaines années.
Dans certains contextes, les recettes peuvent évoluer plus fortement que l’activité.
À court terme, les élasticités des recettes fiscales au PIB peuvent fluctuer fortement et s’éloigner de leur niveau de long terme [39]. Princen et al. (2013) [40] montrent qu’au sein des États membres de la zone euro, ces fluctuations sont particulièrement fortes dans les moments de retournement cyclique. Quatre raisons fondamentales peuvent modifier le lien entre niveau d’activité et recettes :

• la composition de la croissance : toutes les composantes du PIB ne sont pas soumises à la même taxation. Ainsi, un retournement de la consommation des ménages aura plus d’impact sur les recettes publiques que celui des exportations ;
• le cycle du prix des actifs : certaines recettes peuvent être liées aux prix des actifs (immobiliers ou financiers) qui ne sont pas toujours directement corrélés avec le cycle du PIB. Ceci est notamment vrai pour la fiscalité locale ou certains impôts assis sur la valeur du patrimoine ;
• un effet dynamique sur l’assiette fiscale : certains impôts sont encaissés sur la base d’une assiette correspondant à une année antérieure. Ainsi, les recettes d’IS de l’année t sont dépendantes des profits déclarés en t – 1. De même, l’IR dépend du revenu de l’année précédente. Le décalage entre la dynamique du PIB et de celle des profits ou du RDB peut casser le lien entre PIB et recettes ;
• l’incitation à éviter l’impôt peut évoluer dans le cycle : notamment, en présence des contraintes de liquidité, les agents privés (entreprises ou ménages) peuvent avoir une incitation différente dans le cycle à sous-déclarer leurs impôts. Ainsi, la sous-déclaration de certaines assiettes fiscales peut être corrélée avec le cycle.

Au final, plusieurs raisons peuvent conduire à modifier à court terme l’élasticité des recettes fiscales au PIB. Les facteurs qui jouent peuvent être corrélés avec la position cyclique de l’économie. Ceci a joué en 2017, année où la reprise de l’activité s’est affirmée. En particulier, au cours de l’année, l’emploi est reparti fortement et les pressions déflationnistes se sont apaisées. Dans ce contexte, se sont surtout les impôts assis sur les revenus et le patrimoine (+5,1 %) et les impôts sur les produits et la production (+5,2 %) qui ont crû nettement plus fortement que le PIB nominal (+2,8 %).
Évaluer le lien existant entre l’évolution des recettes et celle du PIB est difficile du fait des changements législatifs introduits chaque année. Mais il est possible d’appréhender les nouvelles mesures fiscales à partir des évaluations réalisées par le gouvernement dans chaque projet de loi de finances. Toutefois, ces évaluations sont faites a priori, réalisées hors modifications des comportements, ce qui est une hypothèse trop forte. Elles sont aussi fondées sur le calcul d’une évolution contrefactuelle sans modification de la législation. La construction d’un tel scénario garde une part d’arbitraire. Par exemple, les recettes contrefactuelles d’IR sont calculées à partir d’une indexation sur l’inflation du barème. Avec une croissance de long terme non nulle, ceci pousse à augmenter structurellement la part de l’IR dans le PIB. Ce contrefactuel peut donc être critiqué et une indexation sur la croissance nominale du PIB de long terme ou sur la croissance du RDB serait plus adéquate.
Selon nos calculs, les mesures nouvelles discrétionnaires prises auraient dû diminuer le taux de PO de 0,5 point entre 1998 et 2017 (graphique 49). Or, le taux de PO a augmenté de 2,1 points au cours cette période. Ceci peut suggérer que l’élasticité des PO – hors nouvelles mesures – est supérieure à l’unité.
Pour calculer l’élasticité annuelle sur la période 1998-2017, nous suivons la méthodologie de Lafféter et Pak (2015) [41]. Cette méthode nécessite de choisir une date de référence (notée T). À la suite des auteurs nous avons choisi la dernière date disponible. À partir de cette date nous construisons la série de la façon suivante :

Où, R_t représente les recettes observées en t, ES_t les recettes corrigées des mesures nouvelles en t et MN_t les mesures nouvelles introduites en t. La série ES_t ainsi construite représente la recette fiscale qui aurait prévalu à toute date t, si le système fiscal de l’année de référence T avait prévalu tout au long de la période.
Avec cette méthode, l’évolution des recettes corrigées des mesures discrétionnaires de 2017 est évaluée à +4,6 % alors que la croissance du PIB nominal s’est établie – d’après les comptes nationaux trimestriels – à +2,8 %. Ceci suggère une élasticité des PO à 1,6 au cours de l’année, largement supérieure à l’unité.
Une élasticité unitaire peut servir de base pour la prévision mais manque d’information cyclique pertinente.
La série ES_t, purgée des effets des changements législatifs, peut être mobilisée pour évaluer le lien existant entre l’évolution spontanée des PO et le cycle de l’activité économique. À cette fin, le modèle de base estimé économétriquement est le suivant :

Où PIB_t représente le PIB nominal à la date t et X_t des variables cycliques qui peuvent modifier à court terme l’élasticité des recettes fiscales au PIB nominal.

Graphique 49

Évolution annuelle du taux de PO

Évolution annuelle du taux de PO

La spécification (1), présentée dans le tableau 14, relie simplement les recettes fiscales à législation constante au PIB nominal, sans se soucier du contexte cyclique. Dans ce modèle de référence, l’élasticité estimée est bien unitaire. Hors mesures discrétionnaires, une prévision de stabilisation du taux de PO semble pertinente en première approche. Par définition, ce modèle aurait prévu une élasticité unitaire des PO en 2017, aboutissant à une sous-estimation des recettes de l’ordre de 15 milliards d’euros (0,7 point de PIB).

Tableau 14

Résultats économétriques (1999-2016)

Variable	(1)	(2)	(3)
Δ PIB	1,01*** [0,10]	0,94*** [0,12]	1,21*** [0,14]
Δ PIB x (Δ OG > 0)		0,11 0,19
Δ PIB x (OG > 0)			-0,41*** [0,16]
Test élasticité PO (β) = 1	0,01 [p-v: 0,93]	0,26 [p-v: 0,62]	2,14 [p-v: 0,16]
R2	0,82	0,83	0,86
RMSE	1,6 %	1,6 %	1,4 %
N	19	19	19
Élasticité prévue pour 2017	1,0	1,0	1,2
Élasticité réalisée	1,6	1,6	1,6
% expliqué	63 %	64 %	76 %
Déficit prévu pour 2018	2,4	2,4	2,1

Résultats économétriques (1999-2016)

Note : Les valeurs entre crochets sont les erreurs standards des coefficients. ***, ** et * correspondent à des p-values inférieures à 1 %, 5 % et 10 % respectivement.
L’évaluation de l’output-gap retenue dans ces estimations est celle de l’OFCE. Les résultats qualitatifs restent identiques avec l’évaluation réalisée par l’OCDE.

Toutefois, l’ajout de variables cycliques modifie le diagnostic. Deux spécifications supplémentaires sont présentées dans le tableau 14. La spécification (2) ajoute une interaction entre la croissance nominale et une variable indicatrice signalant une variation positive de l’output gap [42] au cours de l’année t. La nouvelle variable n’est pas significativement différente de 0, ce qui semble exclure la présence d’un comportement cyclique des recettes hors nouvelles mesures. En outre, l’élasticité de base (β selon la spécification du modèle), n’est pas significativement différente de l’unité. Selon ce modèle, l’élasticité prévue en 2017 aurait été de 1,04, ce qui aurait amené à sous-estimer les recettes de 14 milliards d’euros (0,6 point de PIB).
Enfin, la spécification (3) couple la croissance du PIB nominal avec le niveau de l’output-gap. Lorsque celui-ci est négatif (situation de bas de cycle), l’élasticité des recettes serait sensiblement supérieure à l’unité. Ainsi, l’élasticité estimée s’établit à 1,21. Avec un output gap positif (situation de haut de cycle), l’élasticité estimée s’établit à 0,79. En comparant les trois spécifications par leur RMSE (ou leur R²), la troisième spécification est celle qui aurait minimisé les erreurs de prévision au cours de la période.
Sur la base d’une élasticité prévue à 1,21, l’erreur de prévision de recettes aurait été de l’ordre de 9 milliards d’euros (0,4 point de PIB). Ainsi, ce dernier modèle, tenant compte du cycle économique, aurait permis une meilleure prévision des recettes publiques mais il n’aurait pas éliminé intégralement l’erreur de prévision [43].
Les erreurs qui subsistent peuvent être de différente nature. D’une part, la croissance du PIB nominal issue des comptes trimestriels peut être revue à la hausse lors de la publication à venir des comptes annuels, des comptes semi-définitifs et définitifs au cours des prochaines années. D’autre part, le PIB nominal n’est qu’une approximation de l’assiette fiscale des PO. En soi, plus que la croissance nominale, ce qui importe c’est la composition de cette croissance. Ainsi, les cotisations sociales dépendent surtout de la masse salariale, l’impôt sur le revenu dépend du RDB nominal (et de sa distribution au sein des ménages), la TVA de la consommation, les taxes sur le tabac de la consommation de tabac, etc. D’ailleurs il peut exister un décalage temporel entre la taxation et l’assiette fiscale de référence. Ceci est notamment vrai pour l’IS et l’IR.
En 2018, l’output gap resterait ouvert en France et la reprise devrait se poursuivre. Dans ce contexte, les modèles estimés (tableau 14) laissent entrevoir un aléa haussier sur le niveau des recettes, en lien avec une élasticité spontanée des recettes fiscales supérieure à l’unité. Ainsi, dans notre scénario de base – prudent – où l’élasticité des PO serait unitaire, le déficit nominal devrait s’établir à 2,4 %, en amélioration de 0,2 point par rapport à son niveau de 2017. En revanche, si l’élasticité reste à un niveau élevé de 1,2, un surplus de recettes de 6 milliards peut être attendu (0,3 point) et le déficit s’établirait ainsi à un niveau de 2,1 %.