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Federale Overheidsdienst Financiën - België Documentatieblad 71e jaargang, nr. 3, 3e kwartaal 2011

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A B S T R A C TA B S T R A C T

Effets de composition et impulsions discrétionnaires à l’Impôt des Sociétés (ISOC) en moyenne et longue période (1970-2009)

Réginald SAVAGE Conseiller général des Finances

Corporate income tax is certainly among the most difficult to model on the basis of macroeconomic variables. This is particularly true using a long-

term retrospective approach (almost 40 years) during which “tax systems” were structurally modified over time. This difficulty results notably from the complex and relatively instable links between the identifiable macroeconomic theoretical tax base and the corresponding fiscal effective tax base. The problem has further intensified by the well-known difficulty in quantifying correctly the anticipated or estimated tax incidences of the discretionary measures which have been taken and actually implemented in this matter. This notably results from tax adaptive behaviours adopted by companies (“fiscal engineering”).

However, in to the present exercise, a small-scale model can be successfully identified and tested. It highlights the increased sensitivity of the implicit non-discretionary tax rate with regard to the companies’ profitability cycles, while the elasticity to the measured tax base is lower than 1. As in earlier work, the analysis also tends to identify, in the late 1980s and early 1990s, a time lag and a period of inertia between the official and planned shift to a more restrictive tax system and its concrete translation into the effective “cyclically adjusted” tax rates. Considering this time lag, it appears that the restrictive change of the tax policy after the strongly expansive (downward) period 1981-1988, is identifi-able in a conclusive way only during the period 1993-1998 and not before, that is during the period of fiscal consolidation ensuring Belgium’s participation to the euro launch. After a period of relative stabilisation (1998-2006), we also re-mark a strong discretionary decrease of the corporate income tax revenue and of its implicit rate during the last three years (2006-2009) and especially in 2009. This probably results from, among others, the deferred consequences of the recent introduction (in 2006) of the allowance for corporate equity.

Keywords: tax policy, structure effects, discretionary impulses, corporate income tax

JEL Classification Code: H22, H27, H32

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Documentatieblad 71e jaargang, nr. 3, 3e kwartaal 2011 Effets de composition et impulsions discrétionnaires à l’Impôt des Sociétés (ISOC) en moyenne et longue période (1970-2009)

Table des matières

Introduction 67

1 Définition d’une base imposable macro- économique en longue période (1970-2009) au départ des comptes nationaux 68

1.1 Définition théorique et difficultés empiriques 68

1.2 Bases imposables macro comparées: BIM et ENE 74

2 Bases imposables comparées: fiscale versus macro-économique (comptes nationaux) 78

2.1 Introduction 78

2.2 Les liens entre résultats (fiscaux) négatifs (RFN) et reports des pertes antérieures (RPA) 83

2.3 L’impact des RDT 86

2.4 L’ensemble des déductions (y compris les dividendes immunisés 1ère opération) 87

2.5 Recettes d’isoc comparées (SEC95 et caisse) et place particulière des « rôles » 88

3 La modélisation développée par le SED et résultats d’autres études anté-rieures 92

3.1 Introduction 92

3.2 Indicateur ex ante d’incidences discrétionnaires, directement mesuré 95

3.3 Indicateurs structurels ou de parts bénéficiaires 99

4 Résultats économétriques et spécifications comparées 101

4.1 La spécification alternative de base 101

4.2 Estimations bi-périodes standard 104

4.3 Variante avec liaison aux données fiscales 108

4.4 Une spécification économétrique bi-période à double intercept 111

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5 Trajectoires non-discrétionnaires et discrétionnaires estimées 117

6 Comparaison avec les estimations directes et antérieures (indirectes) en matière d’impulsions discrétionnaires 123

6.1 Comparaison avec les estimations directes 123

6.2 Comparaison pour les années 1985-2005 avec des estimations anté-rieures ( 2007) 124

7 Synthèse et conclusions 127

8 Annexes 128

8.1 Annexe 1 – Ecarts résiduels d’estimation (en % de l’ISoC effectif) 128

8.2 Annexe 2 – Décomposition alternative des évolutions en matière d’ISoC 129

9 Abréviations 131

10 Bibliographie 133

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Introduction

L’impôt des sociétés est, parmi les impôts importants, de loin le plus difficile à modéliser au départ des données de la comptabilité nationale. Il est par conséquent aussi celui pour lequel l’établissement d’une ligne de démarcation fiable entre trajectoire non-discrétionnaire et impulsions discrétionnaires est la plus problématique.

Cette note abordera successivement les points suivants:

1. Définition d’une base imposable macro-économique en longue période (1970-2009) au départ des comptes nationaux

2. Bases imposables comparées: fiscale versus macro-économique (comptes nationaux)

3. La modélisation développée par le sed et résultats d’autres travaux antérieurs

4. Résultats économétriques 1970-2009 et spécifications comparées

5. Trajectoires non-discrétionnaire et discrétionnaire estimées par s ous- périodes

6. Comparaison avec les estimations directes et indirectes antérieures en matière d’impulsions discrétionnaires

7. Synthèse et conclusions

8. Annexes

68


1 Définition d’une base imposable macro- économique en longue période (1970-2009) au départ des comptes nationaux

1.1 Définition théorique et difficultés empiriques

Plusieurs raisons convergentes expliquent cette difficulté particulière à obtenir une spécification économétrique satisfaisante de l’isoc au départ des données de la comptabilité nationale:

▸ les difficultés et imprécisions de mesure de la base imposable de l’isoc au départ des comptes nationaux;

▸ les nombreuses imprécisions et incertitude de quantification relatives aux incidences discrétionnaires « ex ante », notamment suite aux effets indirectement induits de certaines mesures discrétionnaires sur les c omportements « fiscaux » des entreprises (engineering fiscal) et donc sur de possibles décrochages imprévus entre base fiscale et base macro;

▸ la présence d’autres facteurs de différenciation d’évolution des bases fis-cales et macro-économiques (prise en compte fiscale des seuls résultats positifs, déductibilité partielle – et décalée – des pertes, différences entre amortissements fiscaux et économiques dans les comptes nati onaux, e x istence de régimes dérogatoires aux incidences fiscales difficiles à quantifier et prévoir, etc.

D’abord, une mesure adéquate de la base imposable macro-économique de l’isoc, en termes de comptes nationaux, n’est pas aussi évidente qu’il paraît aux premiers abords. Dans l’ancienne comptabilité nationale, caractérisée par l’absence de comptes complets des divers secteurs institutionnels, cette base imposable était définie « par le bas » au départ de l’addition de trois c omposantes de l’Annexe II (optique « Revenus » de l’ancien pnb):

▸ les bénéfices réservés (nets d’impôts et d’amortissements) des entreprises

▸ l’isoc

▸ les bénéfices imposables distribués aux ménages, soit, au sein des r evenus de la propriété perçus par les ménages, la somme des tantièmes et des dividendes versés par des sociétés localisées en Belgique (1)

1 A l’exclusion donc des dividendes distribués par des sociétés belges localisées à l’étranger, des revenus d’investissements étrangers et des dons (en principe déductibles).

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Même après l’introduction du nouveau système comptable plus développé sec79 (2), cette approche est restée la seule possible, vu l’absence persistante, au niveau des sociétés et quasi-sociétés non-financières (sqs-nf), de compte détaillé complet de répartition ou de revenu primaire, et en particulier d’une distinction entre charges d’intérêt (nettes) versées et bénéfices (dividendes) distribués. Ce n’est qu’avec l’instauration, à la fin des années 90, du nouveau système comp-table européen harmonisé sec95, qu’une distinction claire entre ces deux formes (principales) de transferts primaires a rendu possible la définition alternative d’une base imposable macro-économique à l’isoc tenant compte du principe de déductibilité des charges financières. Cette base pouvait donc dorénavant être déterminée, dans sa définition simplifiée, comme l’ene (excédent net d’exp-loitation (3), corrigé pour les charges (intérêts) financières en principe déduc-tibles, ou encore alternativement comme la somme du solde des revenus pri-maires nets (hors consommation de capital) et des bénéfices (d ividendes, etc.) versés imposables ou non déductibles.

Soit en définissant:

Une première difficulté comptable importante dans l’appréhension correcte de cette base imposable à l’isoc provient du fait que l’ene est lui-même une c o mposante malaisée à quantifier précisément, d’abord en amont au niveau le plus agrégé (les revenus productifs non-salariaux – ebe + mixtes - de l’ensemble de l’économie, où cet excédent est le plus souvent défini par solde comme composante résiduelle), ensuite par secteur institutionnel en distinguant l’ebe (et l’ene) des sqs de l’ebe (et ene) + revenus mixtes (non-salariaux) des ménages (et isbl) en tant que secteur productif.

2 Comprenant pour sa part, à partir de 1970, des comptes institutionnels quasi-complets.3 Solde du compte d’exploitation, correspondant à l’ebe (excédent brut d’exploitation) des

sqs, net de leur consommation de capital fixe.

ENE = EBE – CKF

SRDn = In + Dn Avec:

SRDn = le solde des revenus (primaires) de la propriété distribués (nets, c’est-à-dire perçus moins versés)

In = les intérêts (nets) perçus (ou versés)

Dn = le solde des dividendes nets (et autres revenus assimilés distribués de la propriété, hors intérêts) imposables (perçus moins versés)

RP = ENE + SRDn = les revenus primaires (ENE + solde des revenus primaires net distribués)

BI = base imposable de l’ISOC = ENE + In = RP – Dn

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Les comptes nationaux étant dorénavant publiés après ajustements statistiques et sans identification communiquée de ceux-ci, le risque est élevé de voir ces ajustements et corrections, d’ampleur relative parfois non négligeable, se concentrer sur cette rubrique non-salariale a priori moins bien identifiée et mesurable.

La difficulté et les imprécisions de mesure de l’ene (et de la base imposable dérivée) sont particulièrement aigües au niveau des sociétés (et quasi-s ociétés) financières (sqs-fin), où la nature même de l’activité d’intermédiation financière et la diversité de sources de revenus en contexte dérégulé rendent particulièrement problématique la distinction entre valeur ajoutée (et ebe ou ene) à proprement parler et marges d’intermédiation sur les placements ( revenus nets de la propriété perçus en provenance d’autre secteurs institu-tionnels). Cette distinction est d’autant plus problématique qu’elle se situe dans un contexte où la frontière entre revenus économiques (comptabilisés) et plus (ou moins)-values capitalisées est devenue singulièrement poreuse ou floue, dépendante de conventions comptables.

Le secteur consolidé des sqs n’est de plus pas un secteur homogène. La comp-tabilité nationale distingue en effet depuis longtemps les sqs non-financières ( sqs-nf ou secteur institutionnel S11) des sqs financières (sqs-fin ou S12 (4). Comme relevé à juste titre par C. Schmidt-Faber (5), la mesure des profits des sociétés (et quasi-sociétés) financières, telle qu’identifiée quantifiée au départ de l’ene (ou de l’ebe) du secteur dans l’optique des comptes nationaux, ne correspond que très peu à celle qui découle de l’application de la législation et des règles fiscales. Les revenus et profits identifiés dans la comptabilité natio-nale sont générés au départ d’opérations ou d’activités productrices de biens et services (y compris d’intermédiation financière). Tous les gains (ou pertes) en capital qui découlent d’activités spéculatives ou d’opérations d’arbitrage, c’est-à-dire d’achats et de reventes d’actifs à des prix différents, ne sont pas trai-tés ou répertoriés en tant que revenus (ou profits) dans les comptes nationaux. or, ces gains en capital constituent normalement une part relative substantielle des profits des intermédiaires financiers (banques et assurances). Une partie du profit global de ces sociétés financières provient directement d’opérations sur crédits et des revenus d’intérêts associés. Dans les comptes nationaux, ceci n’est pas pris en compte en tant que valeur ajoutée (ebe ou ene) mais bien en tant que redistribution – primaire – de revenus. En d’autres termes, ceci est repris et comptabilisé en aval au niveau du compte « d’affectation des revenus pri-maires (II.1.2), et non en amont au niveau du compte « d’exploitation » (II.1.1.) ou « generation of income account ».

4 La comptabilité nationale distingue de plus, au sein de S12, les quatre sous-secteurs sui-vants:

▻ Banque centrale et autres institutions financières monétaires (S.121 + S.122) ▻ Autres intermédiaires financiers, à l’exclusion des sociétés d’assurances et des

fonds de pension (S.123) ▻ Auxiliaires financiers (S.124) ▻ Sociétés d’assurance et fonds de pension (S.125)

5 EC, « An implicit tax rate for non-financial corporations: Definition and comparison with other tax indicators », Taxation Papers, Working paper n° 5/2004, p. 19.

71


En résumé, la prise en compte des profits financiers est par convention plutôt limi-tée et restreinte dans les comptes nationaux par rapport aux règles comptables et fiscales en vigueur dans les comptes d’entreprises. Ceci renvoie principalement à la non prise en compte dans le cadre conceptuel de la comptabilité nationale, des revalorisations-dévalorisations d’actifs financiers, que ce soit en matière de « bénéfices exceptionnels » ou à l’inverse de « provisions pour dépréciations d’actifs » A l’inverse, certains profits de S12 en c omptabilité nationale sont de facto largement exemptés d’impôt (profits des banques centrales et revenus de la propriété attribués aux assurés.

Pour en revenir à la mesure conventionnelle de l’ene et de la base imposable macro-économique des sqs, celle-ci a encore été compliquée, en particulier dans le cadre d’analyses de longue période (s’étendant aux années pré-1995 voire pré-1985), par la révision statistique importante introduite en 2005 en matière de traitement des SIFIMs (Services d’intermédiation financière indirectement mesurés). Cette révision a en effet entraîné non seulement une réestimation assez sensible – et variable - de l’ene des sqs et en particulier des sqs-fin, mais aussi celle des revenus et charges financières (intérêts) imputables à ces divers secteurs institutionnels.

Une analyse comparative de l’ebe et de ses composantes (ene et ckf), au niveau du secteur des sqs (et de ses deux principaux sous-secteurs non-financier et financier), selon les deux systèmes sec79 et le sec95 pour la période commune 1985-1997 (avant intégration des sifim lors de la révision statistique de 2005), donne les résultats suivants:

Ce tableau reprend les écart-types de divers ratios rapportant (trois pre-mières lignes) des éléments-sources de base imposable macro-économique à l’isoc (ebe et ene), de source sec79 et sec95 (avant intégration des SIFIMs), ou alternativement (dernière ligne) de source sec95 (après intégration des SIFIMs, 2009) et sec95 a ncienne version (avant intégration des SIFIMs). on peut consta-ter que la variabilité de ces ratios entre diverses sources n’est pas négligeable. on observe aussi que cette variabilité est particulièrement plus prononcée pour l’ene que pour l’ebe, du fait de l’importance des révisions statistiques également opérées en matière de consommation de capital fixe (ckf) ou d’amortissements (am) des sqs (ces deux termes étant par ailleurs ici équivalents).

EBE AM=CKF ENE=EBE-AM

SEC95 / SEC79 – SQST - (1985-1997) 1,8% 8,2% 6,5%

SQS-NF 1,6% 9,2% 6,9%

SQS-FIN 24,0% 15,8% 19,9%

SEC95 (2008 / 2003) – SQST – (1985-2003) 2,5% 1,3% 4,7%

Tableau 1: EBE et ENE comparés selon diverses versions des comptes nationaux

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Une difficulté analogue apparaît au niveau de la mesure correcte de la seconde variable importante intervenant en principe dans la définition de la base imposable (macro) à l’isoc, à savoir les charges financières (nettes) fiscale-ment déductibles. Celles-ci ne sont pas disponibles directement dans l’ancien système sec79 (avant 1985) et elles ont été par ailleurs très sensiblement revues et réévaluées (pour les années postérieures à 1995) dans le cadre de l’intégration des sifims. Par ailleurs, pour la période 1985-2008 pour laquelle on dispose, au niveau consolidé des sqs-Tot. (sqs-nf + sqs-fin) de données officielles ( 1995-2008) ou d’informations permettant une rétropolation partielle (1985-1995), il ressort que le poids relatif de ces charges financières est très variable et fluctuant: négatif en tout début de période (1985-1986), ce flux s’inverse et devient de plus en plus positif (revenus nets) jusqu’à la fin des années 90.

Les revenus d’intérêts nets élevés perçus par les sqs-fin en provenance d’autres secteurs institutionnels nationaux (sqs-nf, men) ou non-résidents (rdm) en viennent en effet assez rapidement, en termes de comptes nationaux, à surcompenser les charges financières nettes versées par les seules sqs-nf.

C’est ce qui ressort du graphique ci-après.

on relève aussi au départ du graphique 1 que le solde des charges financières nettes (perçues moins versées) des sqs-nf, qui étaient encore fortement négatives en début de période (années 1985-1987) en base non corrigée pour les s ifims ( variable 4), se redresse nettement par la suite au point de redevenir p ositif (en

-28%

-21%

-14%

-7%

0%

7%

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21%

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1985

1987

1989

1991

1993

1995

1997

1999

2001

2003

2005

2007

En %

EN

E SQ

S-To

t.

SQS-Tot. (1)=(2+3) SQS-NF (2)SQS-FIN (3) SQS-NF (CN2003) (4)

Graphique 1: Charges ou revenus financiers des SQS dans les Comptes nationaux (SEC95)

Source: CN2008 (sauf (4): CN2003)

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base corrigée pour les sifims, variable (2)) à la fin des années 90 et au début de la décennie suivante.

Pour les années 1985-1995, on ne dispose pas de séries complètes et détail-lées en sec95 (corrigées pour l’intégration des sifims) des deux composantes essentielles de la bi à l’isoc, mais bien d’une rétropolation « officieuse », réalisée par le bfp. Cette rétropolation porte sur l’ene des sqs (sans distinction des sqs-nf et des sqs-fin) ainsi que sur le solde des transferts primaires totaux nets des revenus de la propriété (versés par les sqs), soit la variable « srdn » définie ci-avant, sifims inclus (6).

Une analyse fine comparative des diverses composantes de ce solde des trans-ferts primaires (intérêts, dividendes et autres revenus distribués des sociétés, bénéfices réinvestis des investissements directs étrangers, revenus de la propriétés attribués aux assurés, etc.) montre qu’à l’exception de la première composante (intérêts, affectés par les sifims), toutes les autres présentent pour les années communes 1995-2003 un profil très similaire voire identique dans les deux versions du sec95 (version 2003, la dernière avant intégration des sifims, et 2009, la dernière disponible). Ces diverses composantes, regroupées dans la variable « Dn » définie précédemment, peuvent donc être aisément rétropolées jusqu’en 1985. Pour la période 1985-1995, la variable « In » (solde des intérêts nets perçus et versés, sifims inclus) peut par conséquent aisément être détermi-née « par solde » (srdn – Dn) en toute cohérence, en tant que valeur résiduelle.

Reste maintenant la question de savoir si d’autres composantes que les « i ntérêts » (nets) ne doivent pas être rajoutées à l’ene pour définir le champ ou périmètre précis de la base imposable à l’isoc.

Il faut préciser que le solde des revenus primaires nets (perçus moins versés, soit « r »-« e ») des sqs, soit SRDn = D4n = D4r – D4e, se compose des cinq élé-ments suivants:

1. D41n = D41r – D41e = les intérêts nets (perçus moins versés), yc. sifims

2. D42n = D42r – D42e = les revenus distribués des sociétés (principalement les dividendes D421)

3. D43n = D43r – D43e = les bénéfices réinvestis d’investissements directs étrangers

4. D44n = D44r – D44e = les revenus de propriété attribués aux assurés

5. D45n = D45r – D45e = les loyers (avec des montants très marginaux)

6 Et ce a contrario de l’ancienne version sec95 (avant intégration des sifims) disponible dans les comptes nationaux 2003 (CN2003) pour la période 1985-2003.

74


En finale, pour des raisons de proximité avec la base imposable en sec79, il a été opté pour une définition de la bim se basant sur une séparation entre d’une part les variables D42n, D43n, D45n et D44n (7), imposables et donc non déductibles, et d’autre part la variable D41n, non-imposable et donc déductible.

on arrive alors à la définition de bim telle que:

on peut aussi définir la base imposable selon la voie « bottom-up », en partant du solde « RP » (voir supra) des revenus primaires « nets » (hors amortissements (B.5n), après rémunération du capital (propre et emprunté) et distribution des bénéfices, et en rajoutant à ce solde les composantes théoriquement imposables et non-déductibles de la rémunération du capital – soit les revenus versés moins les revenus perçus – et non l’inverse ! -, c’est-à-dire (-D42n – D43n – D44n).

on aura donc:

1.2 Bases imposables macro comparées: BIM et ENE

Sur base de ce précède, on dispose ainsi sans difficultés majeures d’une série homogène de base imposable « bim » 1985-2008 en sec95 (corrigé pour les sifims).

Pour les années pré-1985, comme on ne dispose pas de données officielles publiées relatives aux charges financières nettes des sqs (et en particulier des

7 Cette dernière est le plus souvent de facto fiscalement non imposable, mais ceci peut être considéré comme un régime fiscal dérogatoire (dépense fiscale). A l’instar de C. SCHMIDT-FABER (op. cit.) dans sa variante « D44 corrigée », nous optons ici pour une définition « large » de la bim, intégrant les revenus (nets) du patrimoine attribués aux assu-rés. Dans les faits, ces revenus attribués aux assurés évoluent après 1985 en ligne avec le reste de la bim, leur intégration n’affectant de ce fait que très marginalement les estimations économétriques réalisées.

BIM = ENE + (D41n) ou (ce qui revient au même):

BIM = ENE + {D4n – (D42n + D43n + D44n + D45n)}, avec dans les faits D42n et D44n <.0.

BIM sera donc >. ou <. à ENE suivant que D41n est >. ou <. à 0.

BIM = RP – (D42n + D43n + D44n + D45n) = ENE + {D4n -(D42n + D43n + D44n + D45n)}

= ENE + D41n

75


sqs-nf), force est de reconstituer un indicateur « proxy » de la base imposable macro agrégée (sqs-nf + sqs-fin) des sqs selon une approche « bottom-up » (plutôt que « top-down »), en se basant sur les données rétrospectives plus anciennes (1953-1991) issues de l’Annexe II (optique revenus), en principe com-patibles avec les données des comptes institutionnels en sec79.

La base imposable (bi) macro-économique à l’isoc peut alors être recomposée au départ de trois rubriques disponibles dans cette Annexe II:

1. Les bénéfices réservés, hors amortissements (consommation de capital fixe) et nets d’impôts (isoc)

2. l’isoc (composante non-déductible de la base imposable)

3. Les dividendes et tantièmes distribués par les Sociétés belges aux Ménages, identifiables dans les revenus primaires de la propriété ( mobilière) de ceux-ci (8).

La base imposable « bi » est rétropolée sur cette base pour la période 1970-1985, en tenant compte de l’évolution du rapport « bi / ene » dans l’ancien système sec79 pour la période 1970-1985.

8 A l’exclusion donc ici des dividendes distribués par des sociétés belges localisées à l’étran-ger, ainsi que des dons et des revenus des investissements étrangers perçus par les parti-culiers ou ménages.

-4%

-2%

0%

2%

4%

6%

8%

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14%

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1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

PIB

60%

70%

80%

90%

100%

110%

120%

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140%

150%

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170%

Base impos. (BI) (1) ENE SQS (2)ENE Déduct. (3)=(2-1)=D41n BI / ENE (4)=(1/2) (E.Dr.)

Graphique 2: Base imposable <<macro>> et composantes

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Plusieurs observations se dégagent de ce graphique.

▸ sur l’ensemble de la période, la progression de la base imposable macro-économique estimée (bmi) de l’isoc est plus soutenue que celle de l’ene des sqs. L’écart est important car il atteint plus de 6,5 % de pib en près de 40 ans;

▸ ceci s’explique par le fait que le solde des intérêts (nets) déductibles des sqs, soit (variable 3) les intérêts versés moins les intérêts reçus, qui représentait près de 4 % de pib en 1970, et 2 % de pib en moyenne encore en 1973-1981, tombe à zéro en 1987 et s’inverse – devient négatif – les années suivantes;

▸ sur cette base, le ratio bmi / ene (variable 4), qui était de 70 % à peine en tout début de période, dépasse en moyenne 120 % au cours des dix dernières années (1999-2008). Entre le début de période (moyenne quinquennale 1970-1974) et la fin de période (moyenne (2004-2008), le poids relatif de l’ene des sqs au sein du pib ne progresse « que » de 10 %, alors que la hausse relative de la part de la bim dans ce même pib est de 75 %! (un écart cumulé de 60 %).

En termes de rythmes de variation annuels (ou lissés sur 2 ans: « t » et « t-1 ») nominaux, on voit apparaître des cycles importants de croissance relativement lente (seconde moitié des années 70, début des années 90) et extrêmement rapide (années 80) ou moyennement rapides (milieu des années 90, milieu de la décennie écoulée).

-20%

-10%

0%

10%

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50%

1970

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1976

1979

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1985

1988

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2000

2003

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2009

% v

ariat

. nom

inal

Base "t" Base moy. (t;t-1)

Graphique 3: Croissances nominales comparées des bénéfices imposables macro-économiques

77


En termes réels (bases nominales déflatées à titre indicatif par le déflateur du pib), les cycles enregistrés ne présentent pas un profil radicalement différent, malgré la variabilité élevée de l’inflation au cours des années 1970-85 principalement.

-30%

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30%

40%19

71

1974

1977

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1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

% C

roiss

. BIM

à pr

ix co

nst.

Annuel Moy. 3 ans (centré)

Graphique 4: Cycles bénéficiaires réels

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2 Bases imposables comparées: fiscale versus macro-économique (comptes nationaux)

2.1 Introduction

Il importe maintenant de comparer cette base imposable macro-économique (bim) aux bases fiscales (bif) correspondantes disponibles (données 1978-2008).

Une telle analyse est présentée de manière synthétique dans le tableau récapitulatif et les graphiques qui suivent.

En matière de base fiscale d’imposition des sqs, il existe plusieurs étapes successives permettant d’établir cette base:

▸ la première étape est celle du relevé des résultats fiscaux bruts (posi-tifs), sans prise en compte des résultats fiscaux négatifs. on retrouve ici la p remière distinction importante entre l’approche fiscale où le socle de base imposable est constitué des seuls résultats positifs, alors que l’ene pris en compte en comptabilité nationale (et dans la définition de la base imposable macro ou bim) représente le solde des ene positifs et négatifs.

▸ La base statistique fiscale mentionne néanmoins les résultats fiscaux négatifs « 1ère opération », qui ne pourront être pris en compte directe-ment mais qui donnent droit ultérieurement à des possibilités de reports de pertes (antérieures), lorsque les résultats des entreprises concernées r edeviendront positifs. on retrouve ici l’une des raisons fondamentales d’un premier décalage potentiel entre base fiscale et base macro, la base fiscale s’avérant en principe moins « cyclique » que la base macro corres-pondante.

▸ on peut aussi calculer un solde intermédiaire théorique des résultats fi scaux « nets » (« bruts » positifs moins les résultats négatifs) dits « 1ère opération » avant déductions fiscales, composé d’une part des variations de réserves corrigées pour les dépenses non déductibles, d’autre part de l’ensemble des bénéfices imposables distribués (dividendes avant ou après déduction des dividendes immunisés, tantièmes, boni de liquidation).

▸ Pour passer à la base imposable du régime fiscal « normal » (hors revenus imposables distinctement), il faut prendre en compte toute une série de déductions fiscales possibles à décompter du résultat « brut » 1ère opéra-tion. Parmi ces déductions, on relèvera notamment le système des « reports pour pertes antérieures », permettant de compenser de manière différée d’éventuelles pertes antécédentes non prises en compte, ainsi que le r égime important des « rdt » (revenus définitivement taxes), celui des exo-

79


nérations par conventions, des éléments non-imposables, des déductions pour investissements et compléments d’investissements, des plus-values (imposables distinctement), etc.

▸ on peut aussi, comme dans le premier graphique ci-après, partir des résul-tats fiscaux nets « 1ère opérations » (résultats bruts moins résultats négatifs) et définir une base « semi-brute » (avant déductions autres que les pertes reportées). Celle-ci peut aussi être définie en calculant le solde des résultats négatifs annuels et des reports de pertes antérieures effectivement impu-tés. La base fiscale effective (régime normal) est alors obtenue en déduisant les « Autres » dépenses fiscales et composantes exonérées.

▸ Il ressort de tout ceci que l’on observe dans le temps en pourcentage du pib, en particulier depuis le milieu des années 80 et encore à un rythme accru depuis le milieu des années 90, une explosion tant des résultats i mposables bruts (et semi-bruts) que des déductions et exonérations admissibles.

Base fiscale ISoC et composantes (niveaux, en % PIB)

1977 1981 1985 1989 1993 1997 2000 2003 2006 2007 2008

Résultats positifs 1ère opérat. (1) 4,9% 5,1% 8,2% 12,8% 11,4% 14,0% 17,1% 18,0% 24,0% 26,5% 26,6%

Résultats négatifs (2) -1,6% -2,4% -1,0% -1,4% -2,9% -2,3% -3,7% -3,4% -2,5% -3,4% -6,2%

Solde Résultats 1ère opération (3)=(1+2) 3,3% 2,7% 7,2% 11,4% 8,5% 11,8% 13,3% 14,6% 21,5% 23,0% 20,4%

Dividendes immunisés (4) 0,0% 0,1% 0,6% 0,5% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0%

Résultats nets 1ère opération (5)=(3-4) 3,2% 2,6% 6,6% 10,9% 8,5% 11,7% 13,3% 14,6% 21,5% 23,0% 20,4%

Réserves & Dép.non-adm. (DNA) (5a) 1,6% 1,2% 4,2% 7,2% 3,3% 3,1% 1,8% 3,2% 7,3% 5,1% 4,4%

Bénéfices distribués (5b) 1,6% 1,4% 2,5% 3,6% 5,2% 8,6% 11,5% 11,4% 14,2% 17,9% 16,0%

Dividendes & Tantièmes 1,6% 1,4% 2,5% 3,6% 5,0% 7,5% 9,5% 10,0% 13,2% 15,7% 14,5%

Boni de liquidation 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,2% 1,2% 2,0% 1,4% 1,2% 2,2% 1,5%

Total des déductions (6)= (7+8) 1,3% 1,8% 3,0% 6,6% 6,2% 7,0% 9,2% 9,8% 14,4% 17,1% 17,8%

Pertes antérieures (7) 0,3% 0,6% 0,6% 1,1% 0,6% 1,3% 1,2% 1,9% 1,7% 1,7% 1,4%

Autres (8) 1,0% 1,2% 2,4% 5,6% 5,5% 5,7% 8,0% 7,9% 12,6% 15,4% 16,4%

Exonérat. Convent. & ENI (1) (8a) 0,1% 0,2% 0,2% 0,8% 1,9% 1,8% 2,0% 2,4% 2,0% 1,8% 2,7%

RDT + Intér. Notionnels (8b) 0,8% 0,9% 1,6% 4,1% 3,4% 3,7% 5,8% 5,0% 10,4% 13,4% 13,6%

Invest. & R&D (8c) 0,0% 0,0% 0,5% 0,6% 0,2% 0,2% 0,2% 0,2% 0,2% 0,1% 0,1%

Autres div. (dont plus-values) (8d) 0,1% 0,1% 0,1% 0,2% 0,0% 0,0% 0,0% 0,3% 0,1% 0,1% 0,0%

Base taxable en régime «normal» (9)=(5-6) 3,6% 3,2% 4,7% 5,6% 5,2% 7,0% 7,8% 8,2% 9,7% 9,4% 8,8%

Bases régimes spéciaux (10) 0,2% 0,1% 0,1% 0,2% 0,2% 0,2% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,1%

plus-values imposables distinct. (10a) 0,1% 0,1% 0,1% 0,2% 0,0% 0,0% 0,0% 0,3% 0,1% 0,1% 0,0%

= Total imposable (11)=(9+10) 3,8% 3,4% 4,8% 5,9% 5,5% 7,3% 7,8% 8,3% 9,7% 9,4% 8,8%

Résult. positifs hors pertes antér. (12)=(5-7) 4,6% 4,4% 7,0% 11,2% 10,8% 12,7% 15,8% 16,1% 22,3% 24,8% 25,1%

Base imposable Macro (13) 5,1% 4,5% 9,4% 15,6% 11,0% 12,4% 12,2% 12,6% 14,4% 15,0% 14,5%

ENE (13a) 7,8% 5,8% 10,2% 13,8% 10,5% 10,4% 10,3% 10,3% 11,9% 12,6% 11,6%

Intérêts nets (13b) -2,6% -1,4% -0,8% 1,8% 0,5% 2,0% 1,9% 2,3% 2,5% 2,4% 2,9%

Solde Prim. (Bénéf. Non-Distrib.) (13a-bis) 2,7% 2,1% 4,9% 11,6% 5,9% 6,7% 6,3% 6,1% 6,7% 7,1% 5,0%

Bénéfices distribués (13b-bis) 2,5% 2,4% 4,5% 4,0% 5,0% 5,7% 5,9% 6,5% 7,7% 7,9% 9,5%

(1) ENI: Eléments non-imposables

Tableau 2: Données fiscales et macro comparées en matière de base imposable à l’ISoC des SQS

80


En termes de facteur multiplicatif du ratio nominal au pib de divers déterminants de la base fiscale imposable, nous obtenons (moyenne 2006-08 / moyenne 1 977-1979), à partir du tableau ci-avant, les coefficients multiplicateurs suivants:

1. Résultats bruts 1ère opération ligne 1 x 4,5

2. Résultats négatifs ligne 2 x 2,1

0%

3%

6%

9%

12%

15%

18%

21%

24%

27%

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

En %

PIB

Résultats nets (1) Négatifs hors Reports (2)Bruts - Reports (3)=(1+2) Autres déductions (4)Base fiscale (5)=(3-4)

Graphique 5: Base fiscale imposable à l’ISoC et composantes

y = -0,0896Ln(x) + 1,513R2 = 0,2364

1,05

1,15

1,25

1,35

1,45

1,55

1,65

1,75

1,85

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

= 1 +

(Per

tes /

Nets

)

Annuel Moy. Mob. centrée 3 ansLogarithmique (Annuel)

Graphique 6: Résultats fiscaux 1ére opération: bruts/nets

81


3. Résultats nets 1ère opération ligne 3 x 5,4

4. Déductions totales, dont ligne 6 x 9,7

a. Reports pertes antérieures ligne 7 x 4,5

b. Total autres ligne 8 x 11,7

5. Base taxable « régime normal » ligne 9 x 2,5

Deux éléments majeurs viennent distendre le rapport entre la base fiscale im posable (« régime normal », ligne 9) et la base macro-économique correspon-dante, telle que mesurée et définie précédemment.

1. Le premier de ces éléments est identifiable dans le graphique ci-avant. Il est illustré par les amples fluctuations, non-stationnaires à long terme, du rapport entre bases fiscales « 1ère opération » brute et nette, témoignant de l’importance variable des résultats négatifs répertoriés; ceci est encore amplifié, comme nous le verrons ultérieurement, par une certaine volatilité de la relation décalée entre reports de pertes antérieures (rpi) et résultats fiscaux négatifs (rfn).

2. Le second élément, déjà mentionné également, a trait au décrochage à la hausse, par rapport à la base imposable macro, à la fois de la base fiscale 1ère opération (qu’elle soit d’ailleurs brute ou nette) et des dépenses et exonérations fiscales déductibles.

Ce découplage irrégulier des bases fiscales et macro est illustré ci-après.

▸ Comme il fallait s’y attendre, on enregistre d’abord une forte baisse tendancielle (variable [2] ci-dessous) du ratio de la base fiscale effective (après déductions) par rapport aux résultats fiscaux bruts (positifs). Ceci ne fait que traduire la très forte progression des déductions totales (y compris les pertes reportées) ou même des seules déductions hors pertes, relativement aux résultats fiscaux bruts (ou semi-bruts).

▸ Par rapport aux résultats fiscaux positifs ou bruts (1ère opération), la base imposable macro (bim) enregistre d’abord une remontée sensible (années 80 (9). Ce ratio s’inverse cependant à nouveau par la suite, redescendant vers le milieu des années 90 à son niveau relatif de début de période (1977) avant de s’enfoncer lourdement pour ne plus représenter qu’un peu plus de 55 % en fin de période.

▸ Enfin, ratio sans doute le plus significatif ici, le ratio de la base fiscale effective (régime normal) par rapport à la base imposable macro identifiée connaît un double mouvement. D’abord on observe un fort recul: de plus de 75 % en 1980-1981 à 40 % à peine en fin de décennie (1989-1990).

9 Elle passe en effet de 89 % en 1981 à 134 % environ en 1989, en moyenne mobile lissée et centrée sur trois ans, soit une progression vigoureuse de l’ordre de 50 % en termes relatifs.

82


Ensuite une non moins vigoureuse remontée, le ratio retrouvant en dix ans (dès 2000) un niveau proche de 65 %.

▸ Ces fluctuations n’en restent pas moins de forte amplitude, ceci expliquant les difficultés nombreuses et assez inextricables rencontrées dans toute tentative de modéliser, en liaison notamment avec des données macro-économiques disponibles issues de la comptabilité nationale, l’évolution spécifique de la base fiscale et de ses divers déterminants.

30%

35%

40%

45%

50%

55%

60%

65%

70%

75%

80%

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

Ratio

s en

% -

Moy

. Mob

. cen

trées

3 an

s

-5%

10%

25%

40%

55%

70%

85%

100%

115%

130%

145%

Base Fisc. / Base Macro (BIM) (1)Base Fisc. / Résult. posit. 1ère opérat. (2)Base Macro / Résult. posit. (3)=(2/1) (E.Dr.)

Graphique 7: Bases imposables fiscales et macro comparées à l’ISoC

y = -7E-05x3 + 0,0041x2 - 0,0861x + 1,244R2 = 0,8305

38%

46%

54%

62%

70%

78%

86%

94%

102%

110%

118%

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

= 1 +

(Per

tes /

Net

s)

Annuel Moy. Mob. centrée 3 ans Polynoom (Annuel)

Graphique 8: Base fiscale et Résultats fiscaux nets 1ère opération

83


Ce dernier point sera développé ci-après en abordant plusieurs questions spécifiques, et notamment:

1. Les liens possibles entre résultats négatifs et reports de pertes antérieures;

2. La relation entre rdt (et accessoirement déduction pour capital à risque) et bénéfices imposables distribués.

2.2 Les liens entre résultats (fiscaux) négatifs (RFN) et reports des pertes antérieures (RPA)

Un premier graphique retrace l’évolution de ces deux variables, toutes deux exprimées en % des résultats fiscaux (bruts) positifs « 1ère opération »

Sur cette seule base, la relation « instantanée » entre les deux séries apparaît très faible, et aucun profil de retard structuré constant et étroit n’apparaît à première vue. Le coefficient de corrélation entre les deux séries apparaît statistiquement très faible (8,5 % à peine). Une analyse de régression linéaire (avec constante) entre les deux séries, même décalée d’une période (Yt = a + bXt-1), ne fournit pas de résultats probants et significatifs. Ceci n’est cependant pas trop étonnant si l’on se rappelle que la relation entre pertes reportées et résultats négatifs n’est pas une simple relation de flux mais bien une relation plus complexe de stock (de flux négatifs cumulés reportables) à flux (de pertes effectivement reportées).

-50%

-45%

-40%

-35%

-30%

-25%

-20%

-15%

-10%

-5%

0%

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

Ratio

s en %

-12%

-11%

-10%

-9%

-8%

-7%

-6%

-5%

-4%

-3%

-2%

Résultats négatifs Pertes antérieures (E.Dr.)

Graphique 9: Résultats négatifs et reports de pertes antérieures, % résultats fiscaux positifs bruts 1ère opération

Source: SED, SPF Finances

84


Cette relation n’est pas a priori linéaire et le délai moyen de report effectif des pertes n’est pas nécessairement constant, dépendant de l’ampleur et de la durée des cycles ainsi que de la dispersion des résultats micro-économiques.

y = 3487,5x3 + 697,76x2 + 42,996x + 0,5928R2 = 0,3064

y = -82,218x2 - 12,36x - 0,6467R2 = 0,1736

-50%

-45%

-40%

-35%

-30%

-25%

-20%

-15%

-10%

-5%

0%-12% -11% -10% -9% -8% -7% -6% -5% -4% -3%

Pertes antérieures

Résu

ltats

nég

atifs

Graphique 10: Résultats négatifs et pertes reportées

-11%

-10%

-9%

-8%

-7%

-6%

-5%

-4%

-3%

1980

1982

1984

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

2008

Moy

. 3 an

s, %

Rés

ulta

ts br

uts (

posit

ifs)

-40%

-36%

-32%

-28%

-24%

-20%

-16%

-12%

-8%

Pertes Reportées (t;t-1) Résultats négatifs (t-4;t-3;t-2) (E.Dr.)

Graphique 11: Relation retardée entre Pertes reportées et Résultats négatifs cumulés

85


Là où la relation linéaire « concomitante » (ou contemporaine) apparaît très lâche (voire quasi-inexistante), une relation non-linéaire (de type polynomiale à 2 ou 3 degrés), avec bifurcations, apparaît mieux établie (voir graphique n°10 ci-avant).

Enfin, l’introduction de variables pluriannuelles (cumulées) et de lags (même constants) permet d’établir une certaine significativité statistique de la relation retardée entre les deux variables (10).

En finale, l’analyse des rapports contemporains et surtout différés et pluriannuels entre pertes reportées et résulats fiscaux négatifs (« laggés ») permet de faire apparaître quelques grands cycles influençant l’évolution de la base fiscale ef-fective ainsi que celle des fluctuations enregistrées dans ses rapports à la base macro-économique imposable correspondante.

En nous basant sur la variable [2] du graphique ci-dessus, on voit apparaître clairement trois grands cycles, marqués par des épisodes de récession ou en tous cas de choc négatif marqué sur la croissance (bénéficiaire), ainsi que par trois phases de (très) haute conjoncture:

▸ Le creux du début des années 80 (1981-1983), avec la récession de 1981 et la stagnation de 1983, suivi du fort rebond conjoncturel de la seconde

10 Il en est ainsi par exemple lorsque l’on met en relation le report effectif de pertes fiscales sur deux ans (en « t » et « t-1 ») avec les résultats négatifs cumulées les trois années antérieures (« t-4 », « t-3 » et « t-2 ») (Cf. graphique 12 ci-avant). Le coefficient de corrélation entre les deux séries dérivées (RPAy et RFBx) augmente très significativement et atteint 65 % ; la relation économétrique linéaire (avec constante) entre les deux séries dérivées devient également significative (le coefficient « b » de RFPx s’établit à 18,2 % et est statistiquement significatif) même si le R² reste faible (43 %).

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

1977

1979

1981

1983

1985

1987

1989

1991

1993

1995

1997

1999

2001

2003

2005

2007

Concomitantes (1) Moy. Mob. 3 ans, ret. 2 ans (2) Décalées 2 ans (3)

Graphique 12: Ratios comparés entre pertes reportées et résultats négatifs

86


moitié des années 80, culminant en 1989-1990. A la fin des années 80, les bénéfices engrangés par les entreprises sont au zénith, permettant d’imputer au maximum les pertes encore non reportées du début et du milieu de la décennie;

▸ Le creux du début des années 90 (1991-1993), avec la récession de 1993 et la lente reprise ultérieure. Une véritable accélération conjoncturelle et bénéficiaire ne se marque qu’au cours de la seconde moitié de la décennie, avec l’envol de la « nouvelle économie » culminant en 2000 (avant le krach boursier de l’été et le ressac conjoncturel des années 2001-2003). Ici aussi le report des pertes antérieures (par rapport aux résultats négatifs anté-rieurs) atteint un record relatif en fin de décennie;

▸ Le pic de 2006-2007, bien visible, anticipant le creux (en cours) des années 2009-2011, pour lequel les données ne sont pas encore disponibles.

2.3 L’impact des RDT

Les rdt présentent en règle générale de loin la déduction fiscale permanente la plus importante: 53 % du total en moyenne depuis 1977, et plus de 65 % du total hors reports de pertes antérieures.

Le graphique qui suit représente l’évolution de ces rdt, d’une part en termes de dividendes imposables, d’autre part en termes de base fiscale imposable s emi-brute (les résultats fiscaux bruts ou positifs « 1ère opération », déduction faite des pertes reportées).

0,35

0,45

0,55

0,65

0,75

0,85

0,95

1,05

1,15

1977

1979

1981

1983

1985

1987

1989

1991

1993

1995

1997

1999

2001

2003

2005

2007

0,1

0,14

0,18

0,22

0,26

0,3

0,34

0,38

0,42

/ Dividendes distribués imposables / Résultats semi-brus (E.Dr.)

Lineair (/ Résultats semi-brus (E.Dr.)) Lineair (/ Dividendes distribués imposables)

Graphique 13: Impact des RTD

87


▸ En termes de dividendes distribués imposables, les déductions au titre de rdt représentent certes une part élevée des dividendes imposables, mais, hormis un pic exceptionnel en 1989, ne témoignent pas d’un trend relatif clairement croissant;

▸ Par contre, en termes de base fiscale semi-brute (avant déductions autres que les pertes reportées), les rdt représentent une proportion clairement croissante en tendance, passant de 16 % environ en 1977-1980 à plus de 38 % en 2007 (et 36 % en moyenne en 1999-2007, soit une multiplication relative par un facteur 2,2);

▸ C’est surtout après 1991 que le décrochage entre les deux ratios se manifeste clairement, ceci traduisant logiquement la part alors croissante prise par les dividendes distribués imposables au sein de la base fiscale semi-brute correspondante.

2.4 L’ensemble des déductions (y compris les dividendes immunisés 1ère opération)

En finale, un graphique de synthèse représente l’évolution du ratio du total des déductions, yc. les reports de pertes antérieures et les immunisations de dividendes 1ère opération) en pourcentage des résultats fiscaux bruts.

La tendance fondamentale de long terme reste nettement croissante, et ce même si l’amplitude des cycles de durée variable autour de cette tendance lourde

y = 0,2401x0,2663

R2 = 0,9144

24%

28%

32%

36%

40%

44%

48%

52%

56%

60%

64%

68%

1977

1979

1981

1983

1985

1987

1989

1991

1993

1995

1997

1999

2001

2003

2005

2007

% ré

sulta

ts br

uts 1

ère o

péra

tion

Annuel Moy. Mob. centrée 3 ans Puissance (Annuel)

Graphique 14: Total des déductions et dividendes immunisés

88


semble s’accentuer depuis la seconde moitié des années 80. La progression sensible des deux dernières années (2006-2007) semble par ailleurs en partie liée à l’irruption de la déduction « pour capital à risque », en fait le développement des déductions pour intérêts notionnels.

2.5 Recettes d’isoc comparées (SEC95 et caisse) et place particulière des « rôles »

Comme pour la plupart des autres recettes fiscales, les recettes d’isoc sont mesurées à la fois en base « caisse » et en système « sec95 ». Le graphique qui suit présente l’évolution du ratio l’isoc selon ces deux définitions. Le trend l inéaire de ce ratio est clairement décroissant, ceci indiquant logiquement une élasticité infra-unitaire moyenne des recettes sec95 par rapport aux recettes en base caisse (11). Le ratio tendanciel (trend), initialement supérieur à 1,03, converge vers l’unité au début de la dernière décennie et devient même légè-rement infra-unitaire en fin de période. on relèvera aussi deux valeurs « in-truses » (outliers): 1991 (et 1992) surtout, avec un écart au trend de plus de 12 % (près de -9 % en 1992), et 2006 dans une moindre mesure (écart au trend de 6 %). L’écart-type (moyen) de ce ratio tendanciel reste néanmoins relativement élevé (3,3 %), de même d’ailleurs que l’écart moyen (2,2 %), ceci pouvant expliquer pour partie des différences de résultats économétriques obtenus en base sec95 par rapport à ceux du sed du spf Finances estimés en base caisse.

11 Une estimation économétrique de cette relation indique un coefficient d’élasticité de 0,983, très significatif (statistique de Student de 1465), avec un R² élevé (99,83 %).

0,91

0,94

0,97

1,00

1,03

1,06

1,09

1,12

1,15

1970

1972

1974

1976

1978

1980

1982

1984

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

2008

Ratio SEC95 / Caisse (1) Trend linéaire (2)

Ratio au trend (3)=(1/2)

Graphique 15: Recettes d’ISoC comparées en bases caisse et SEC95

89


En système sec95, l’isoc est composé des cinq sous-rubriques suivantes, dont la dernière est marginale (0,1 % du total au cours des dix dernières années, 2 % seulement au cours des années 70) et l’avant-dernière se distingue clairement des trois premières.

En effet, les trois premières composantes peuvent être considérées comme en principe « contemporaines » de la base imposable au temps « t », alors que la quatrième composante (les « rôles ») est très largement liée au décompte final de l’impôt, c’est-à-dire en principe aux revenus imposables au temps « t-2 » (à la limite « t-1 »), déclarés au temps « t-1 ». Il découle au moins théoriquement de ceci que l’impôt perçu en année civile dépend, dans des proportions à définir et potentiellement variables, d’un « mix » des bases imposables respectives au temps « t » et au temps « t-2 » (voire aussi le temps « t-1 »).

Le graphique qui suit présente un indicateur d’évolution de l’impact des rôles à l’isoc, sous forme du ratio « isoc / isoc hors rôles ». Ceci revient à représenter l’indicateur:

Impôts sur le revenu des sociétés (D.51 B)

Précompte mobilier (Soc)

Versements anticipés (Soc)

Impôts des non-résidents (Soc)

Rôles (Soc)

Autres impôts sur le revenu

1 + (Rôles / ISoChR)

90


Les évolutions en longue période sont frappantes, faisant ressortir deux sous-périodes bien distinctes:

▸ une première période de baisse tendancielle prononcée du poids relatif des rôles entre le milieu des années 70 et la fin des années 80; ces rôles, largement positifs pendant les années 70, s’inversent et deviennent largement négatifs dans la seconde moitié des années 80;

▸ une seconde période où la tendance s’inverse à nouveau au cours de la première moitié des années 90 et où les rôles redeviennent de plus en plus positifs, surtout depuis le début du nouveau siècle;

▸ les rôles à l’isoc ne sont ainsi négatifs que pendant une période assez limitée, de 1983 à 1995 environ, alors qu’ils sont nettement positifs pendant les années 70 et depuis la seconde moitié des années 90. Ici aussi on retrouve les « outliers » 1991 et 1992.

Ceci signifie qu’à partir du début des années 90 (1993 et après), l’évolution des rôles dope la croissance des recettes budgétaires, alors que c’était globa-lement l’inverse précédemment. Au cours de la seconde phase, la perception des recettes d’impôt des sociétés devient progressivement plus tardivement complète et est donc étalée dans le temps (précomptes et versements anticipés ou va insuffisants).

Ce profil particulier des rôles à l’isoc, alors que ceux-ci sont par ailleurs afférant à des revenus imposables d’années antérieures, complique par conséquent de manière considérable l’estimation d’une équation économétrique stable

0,35

0,45

0,55

0,65

0,75

0,85

0,95

1,05

1,15

1,25

1970

1972

1974

1976

1978

1980

1982

1984

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

2008

SEC95

Ratio

-30%

-20%

-10%

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

Idem, % Var. Ann. (E.Dr) ISOC / ISOChR Idem, lissé 3 ans

Graphique 16: Incidence des rôles à l’ISoC

91


sur l’ensemble de la période. Ceci est d’autant plus vrai qu’en sus la base macro-économique imposable utilisée dans la modélisation sur base des comptes nationaux s’écarte sur plusieurs points importants de la base fiscale théoriquement associée.

92


3 La modélisation développée par le SED et résultats d’autres études antérieures

3.1 Introduction

Dans ses premières spécifications, la méthode d’estimation désagrégée du sed (Service d’Etudes et de Documentation), mise au point au milieu des années 80, estimait les recettes d’impôt des sociétés, exprimées à législation constante (isccst, en sec79) sur base d’une équation ayant pour variables explicatives les bénéfices avant impôts des sociétés (bs) (12) et le revenu national brut. Cette dernière variable avait été introduite en principe pour capter indirectement la composante dite « cyclique » de la base d’imposition macro-économique, ou encore la différence d’évolution entre l’ene (principale composante de bs) et la base fiscale effectivement imposable à l’isoc.

L’équation, en spécification bi-logarithmique, était de type suivant, en repre-nant les paramètres estimés à l’époque:

Cette estimation devient assez rapidement non pertinente et dépassée au point d’exiger la mise au point de spécifications alternatives, et non pas seulement sa réactualisation qui s’avère rapidement statistiquement de mauvaise qualité et non significative (13).

Après une analyse conceptuelle et empirique approfondie, une spécification alternative est proposée, avec pour variables explicatives principales l’ene combiné des sociétés (sqs) au temps « t » (contemporain) et « t-1 » (retardé d’une période), ainsi que la moyenne quinquennale du taux des olo ( obligations linéaires à dix ans émises par l’Etat).

Le choix de ces deux variables s’explique surtout par des considérations pratiques ou de disponibilité des données en prévision. Dans une perspec-tive prévisionnelle en effet, l’ene des sqs est disponible en prévision dans le cadre des budgets économiques (be) établis deux fois par an (au moins) par le bfp et l’icn pour le cadrage macro-économique des exercices de prévisions budgétaires et fiscales, alors que des données plus détaillées comme les charges

12 Soit les bénéfices réservés ou non-distribués, nets d’amortissements.13 Voir à ce propos : C. Valenduc et Th. Lenoir (2006), « Révision de la méthode macro-

économique d’estimation des recettes fiscales », Bulletin de Documentation (bdmf) du spf Finances, 66ème année n°1, 1er trimestre 2006, p. 135-136.

Ln (ISCt / ISCt-1) = 0,514 ln (BSt / BSt-1) + 0,637 ln (RNt / RNt-1)

93


d’intérêt (nettes) des sqs ne sont pas disponibles, empêchant la définition en prévision d’une base imposable « corrigée » (pour ces charges d’intérêt nettes en principe déductibles).

Dans les faits, l’intégration d’une variable complémentaire, servant de variable « proxy » pour l’incidence de ces charges, à savoir le taux d’intérêt (lissé) des olos, disponible en prévision, vient compenser cette « carence ».

Une approche davantage rétrospective n’est cependant pas contrainte ni limitée par l’absence de certaines données prévisionnelles. L’approche r etenue ici, comme dans d’autres études rétrospectives précédemment (14), a été de définir des variables explicatives aussi proches que possible du modèle théorique pertinent, notamment pour ce qui est de la définition de la base macro-économique i mposable appropriée. Le taux des olos n’est en effet qu’une variable « proxy » indirecte de l’impact des charges financières fiscalement déductibles, ne p renant pas en compte l’évolution du taux d’endettement (net) des entreprises, ni celle de la structure de leurs charges (et revenus) financières, et ne constituant qu’un indicateur très approximatif du taux d’intérêt implicite (pondéré) sur leur passif (net) financier.

C’est pourquoi le choix opéré ici a été, compte tenu aussi des résultats satisfaisants obtenus sur cette base, de rester globalement – certes avec des variantes - dans la lignée générale des spécifications précédemment retenues.

Ces spécifications retiennent comme élément de base:

▸ un indicateur de base imposable macro-économique « bi » à l’isoc construit comme étant l’ene corrigé pour les charges financières nettes, éventuellement défini en segmentation bi-période dans le cadre de régressions bi-périodes, « spline » et « coudées » ou non;

▸ un indicateur d’impulsions discrétionnaires cumulées (idi), éventuelle-ment complété par une ou des variables dummys sur certaines années en cas de doute sérieux quant à la fiabilité de certaines données de base et sur le caractère effectif (15) des incidences complémentaires officiellement recensées;

▸ un indicateur « structurel » complémentaire, visant à capter le caractère anti-cyclique (16) intrinsèque de l’isoc, c’est-à-dire la tendance endogène du taux d’imposition ex ante (non-discrétionnaire) à augmenter par

14 Voir notamment : R. Savage (2001) et F. Denil (2007)15 C’est-à-dire leur non-neutralisation dans les faits par le développement de comportements

adaptatifs compensatoires « d’optimisation fiscale renforcée» dans le chef des entreprises.16 En termes de cycle bénéficiaire des sqs, et non de cycle macro-économique réel, même si

une corrélation partielle existe entre les deux.

94


rapport à la bim en cas de forte baisse de profitabilité (17), et inversement à diminuer en cas de nette hausse de profitabilité (18).

Avant de passer à l’analyse et au commentaire des résultats statistiques, il importe d’abord de définir et caractériser les variables dépendantes et indépen-dantes (régresseurs) utilisées.

▸ La variable dépendante est l’isoc en système sec95, tel que défini précisément dans les comptes détaillés des recettes publiques – compte non tenu donc d’autres impôts directs divers à charge des entreprises.

▸ La variable indépendante principale est constituée de la base imposable macro-économique (bim) telle que définie précédemment au départ de l’ene des sqs (non-financières + financières) corrigé pour le solde net des charges d’intérêt versées ou perçues.

Dans l’ensemble, et jusqu’au milieu des années 90, le rendement de l’isoc, en pourcentage du pib, reste relativement stable, compris jusqu’à cette date entre un maximum de 2,7 % de pib (moyenne 1973-1975) et un minimum de 1,8 % de pib (moyenne 1991-1993). Cette stabilité relative cache cependant d’amples fluctuations largement compensatoires et symétriques entre les évolutions de la base imposable (en baisse relative tendancielle jusqu’au tout début des années 80, puis en net rattrapage haussier jusqu’au milieu des années 90 (19), d’une part, et des taux d’imposition moyens ou implicites, d’autre part (haussier jusqu’au début des années 80, baissier jusqu’au début des années 90). Jusqu’en 1993 environ, ratio de la base imposable au pib et taux d’imposition implicite restent en moyenne étroitement (et négativement) corrélés (un coefficient de -92,7 %) alors que c’est beaucoup moins le cas après 1995 (un coefficient de corrélation qui tombe à -6,7 % sur la période 1994-2008).

Par la suite (après 1992-1993), le rendement de l’isoc en pourcentage du pib se met sur une trajectoire haussière (avec 3,5 % de pib en moyenne en 2006-2008 c omparativement au creux de 1,8 % de pib en 1991-1993). Ceci résulte d’une tendance également haussière – même si irrégulièrement – tant du poids relatif imposable que du taux implicite d’imposition à l’isoc.

17 Du fait de la baisse plus marquée de la base macro imposable (poussée des résultats néga-tifs ET baisse des résultats positifs) que de la base fiscale correspondante (baisse des résul-tats positifs sans prise en compte des résultats négatifs contemporains).

18 La base fiscale augmentant dans ce cas moins que la base macro correspondante, du fait de la non prise en compte immédiate dans la base fiscale de la réduction des résultats fiscaux négatifs ainsi que simultanément de l’augmentation retardée des déductions imputées pour pertes antérieures.

19 Et ce en négligeant à ce stade le pic éphémère de 1988-1990.

95


En finale, le taux d’imposition implicite effectif à l’isoc, tel que mesuré ici en termes de base macro-économique imposable bim, retrouve a pproximativement en fin de période (dix dernières années), son niveau du tout début des années 70, ainsi que celui du milieu des années 80. Avec une moyenne d’un peu moins de 27 % au cours des sept dernières années (2002-2008), il se situe certes nette-ment au-dessus – 10 % ! - du « creux » de la période 1988-1992 (à peine 17 %), mais très sensiblement en dessous – 17,2 pour cents ou près de 40 % en termes relatifs – des niveaux élevés atteints en moyenne au cours de la seconde moitié des années 70 et du tout début des années 80 (44,1 % en moyenne en 1975-1981).

3.2 Indicateur ex ante d’incidences discrétionnaires, directement mesuré

Comme pour les autres recettes estimées, l’identification des effets « de structures » ou « de composition » non-discrétionnaires en recettes d’isoc implique de pouvoir isoler l’influence des impulsions discrétionnaires. Cela peut se faire de manière « directe » en calculant, au départ des données annuelles existantes (incidences complémentaires), un indice dérivé des i mpulsions complémentaires cumulées, et en calculant sur cette base le montant estimé des impulsions discrétionnaires cumulées en niveau. En cas de doute ou d’incertitude sur la qualité exacte des données de base disponibles en matière d’incidences complémentaires, il est très utile de tester la validité statistique ou économétrique de cet indice discrétionnaire, plutôt que de postuler implicite-ment a priori que cet indice est « vrai » et que donc son coefficient est unitaire.

0%

7%

14%

21%

28%

35%

42%

49%

56%

63%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

Taux

impl

icite

s

0%

2%

4%

6%

8%

10%

12%

14%

16%

18%

% PIB

Taux implicite ISOC Idem, / Base (t;t-1)

BIM % PIB (E. Dr.) ISOC % PIB (E. Dr.)

Graphique 17: Rendement effectif de l’iSoC et déterminants

96


Un tel indice discrétionnaire a donc été reconstitué en matière d’isoc sur la période 1970-2008.

Il est fondé sur les bases suivantes:

▸ pour les années antérieures à 1985 (1970-1984), les données de base ( incidences complémentaires annuelles) ont été reprises du Tableau III.A.1.j. (20) d’anciennes versions de la Note de Conjoncture du spf- Finances;

▸ à partir de 1985 et jusqu’en 2003, les données proviennent de réestimations effectuées par F. denil du spf Finances, au départ de données contenues dans les documents parlementaires (principalement l’Exposé des Voies et moyens) relatifs aux budgets annuels (initiaux et surtout contrôles budgétaires); pour les années ultérieures, il s’agit d’estimations récentes du spf Finances.

En principe, pour autant que les incidences complémentaires et donc les impulsions discrétionnaires cumulées soient correctement mesurées, les recettes (d’isoc) à législation constante ou « non-discrétionnaires », soit isoc.nd pourraient être arithmétiquement définies comme:

20 Intitulé « Impact sur le rendement à l’impôt des modifications à la législation fiscale, des modifications des cotisations à la sécurité sociale (jusqu’en 1984) et des facteurs divers ».

0,6

0,7

0,8

0,9

1,0

1,1

1,2

1,3

1,4

1,5

1,6

1,7

1,8

1970

1972

1974

1976

1978

1980

1982

1984

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

2008

Indi

ce 19

85=1

-18%

-9%

0%

9%

18%

27%

36%

45%

54%

63%

72%

81%

90%

% Variat.

% Variat. ann.(2) (E. Dr.) Indice Discrét. ISOC, Niv. (1)

Graphique 18: Indicateur discrétionnaire en matière d’ISoC

ISoC.nd = ISoC * IDI

97


Les impulsions discrétionnaires en niveaux « MDI » étant lors définies comme:

Ceci n’est cependant valable que si « idi » est bien l’indicateur discrétionnaire « vrai » et non-biaisé, confirmé le cas échéant par une validation économétrique robuste d’un coefficient unitaire statistiquement très significatif.

Le graphique ci-avant présente l’isoc non-discrétionnaire et l’isoc discrétionnaire (impulsions cumulées en niveau, en base 1985=0 %, et en % du pib) tels qu’ils peuvent être mesurés par la voie directe.

on peut aussi sur cette base calculer un taux d’imposition « ex ante » ou non-discrétionnaire « directement mesuré » (21).

Ce dernier rapporte l’isoc.nd à la base imposable macro-économique c orrespondante. Soit:

21 C’est-à-dire directement dérivé des estimations disponibles des incidences complémen-taires, et en supposant un coefficient unitaire de l’indicateur discrétionnaire cumulé dérivé sur cette base.

ISoC - ISoC.nd = ISoC - ISoC * IDI = ISoC * ( 1 –IDI)

-0,8%

-0,4%

0,0%

0,4%

0,8%

1,2%

1,6%

2,0%

2,4%

2,8%

3,2%

3,6%

4,0%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

PIB

- Ba

se ID

I 198

5

-0,8%

-0,4%

0,0%

0,4%

0,8%

1,2%

1,6%

2,0%

2,4%

2,8%

3,2%

3,6%

4,0%

ISOC Effect. (1) Non-Discrét. "Direct" (2)Discrét. Dir. (1-2) (E.Dr.)

Graphique 19: ISoC non-discrétionnaire et discrétionnaire en niveau, mesures directes.

TISoC. nd = ISoC.nd / BIM (ou / ENE)

98


Le graphique qui suit présente de tels indicateurs:

on est évidemment ici très loin de taux d’imposition « ex ante » relativement sta-tionnaires (22) à moyen et long terme auxquels on aurait été en droit de s’attendre dans l’hypothèse d’une élasticité ex ante stable et proche de l’unité par rapport à la base imposable.

Ceci implique clairement:

▸ soit la probabilité élevée d’imperfections dans les données à la base de l’indicateur discrétionnaire, et donc d’une élasticité infra-unitaire et potentiellement instable dans le temps des recettes effectives d’isoc à cet indicateur;

▸ soit (et) la présence de relations plus complexes qu’anticipé entre l’isoc non-discrétionnaire et la base imposable macro ici retenue, dépen-dant notamment de profils cycliques particuliers et d’autres éléments difficilement mesurables (stratégies d’optimisation fiscale, jeux des pl u s- ou moins-values et résultats exceptionnels, étalement des déductions etc.) ayant pour conséquence de distendre et de rendre difficilement quantifiable les liens entre la base fiscale et la base macro.

22 Soit sans tendance de moyen et long terme identifiable et significative, soit à la hausse, soit à la baisse.

15%

20%

25%

30%

35%

40%

45%

50%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

Bas

e Mac

ro

% BIM, Lissé 3ans % ENE, Lissé 3 ans

Graphique 20: Taux d’impositions non-discrétionnaires directement mesurés

99


3.3 Indicateurs structurels ou de parts bénéficiaires

Deux indicateurs « structurels » alternatifs peuvent a priori être envisagés pour capter l’impact des mécanismes de « décalage » ou d’inertie d’évolution de la base fiscale à l’isoc par rapport à la base macro, et donc d’évolution contra-cyclique des taux d’imposition (ex ante, non-discrétionnaire) en termes de la base macro.

▸ le premier est un indicateur classique de « profitabilité » (23), α, rapportant l’ene des sqs à leur van (valeur ajoutée nette, hors amortisse-ments économiques donc). Rapportée à sa trajectoire tendancielle, cette profitabilité peut alors constituer un indicateur de cycle de profitabilité relative, stationnaire sur l’ensemble de la période;

▸ le second – qui sera retenu comme indicateur structurel de cycle bénéficiaire - est proche du premier, rapportant la base imposable macro-économique « bim » (24) des sqs à leur van. Il peut être défini comme un indicateur de part bénéficiaire. Le lien avec α est évident, puisque nous avons que:

Pour des raisons tant conceptuelles (lien direct avec la base imposable retenue) qu’empiriques (meilleur « fit » statistique), nous privilégierons dans la suite ce second indicateur. Le trend haussier de la variable bénéficiaire relative (voir la variable [1] du graphique ci-après) est clairement établi, même si de très amples fluctuations de « cycles bénéficiaires » se greffent indiscutablement sur cette tendance lourde, qui s’affaiblit néanmoins visiblement après 1988-1989.

Les cycles bénéficiaires par ailleurs apparaissent beaucoup plus prononcés et amples avant le début des années 90 qu’après, ceci expliquant sans doute pourquoi les variables « structurelles » ou de cycles bénéficiaires des sqs sont beaucoup moins significatives lorsque les estimations économétriques sont réalisées, comme dans les travaux prévisionnels du sed (1987-2008), sur une périodisation plus courte et plus récente que ce qui sera opéré ici (1970-2008).

23 Le complément en fait de la part salariale au sein de la va nette (hors amortissements) des sqs.

24 Avec bim = ene + D.41n, avec D.41n = le solde net des intérêts perçus par les sqs (perçus moins versés).

BIM / VAN = δ = (ENE + D.41n) / VAN = α + ϊ avec ϊ = D.41n / VAN

100


8%

12%

16%

20%

24%

28%

32%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

Ratio

s

0,25

0,50

0,75

1,00

1,25

1,50

1,75

BI / VAN (1) Trend (2)Trend "coudé" 1989 (2b) Ratio (3)=(1/2) (E. dr.)

Graphique 21: Variable <<structurelle>> de cycle bénéficiaire, rapportée au trend

101


4 Résultats économétriques et spécifications comparées

4.1 La spécification alternative de base

Sur base de travaux économétriques antérieurs et exploratoires, une première spécification de base, en niveau logarithmique, a été testée sur l’ensemble de la pé-riode 1970-2008:

Comme cela ressort des résultats présentés ci-dessous, les résultats statistiques ne sont globalement pas bons, et ce même si les divers coefficients (sauf la constante « a ») sont nettement significatifs. Des spécifications alternatives ont alors été testées, consistant, à partir du noyau de base ci-dessus, à le compléter avec des variables indépendantes ou régresseurs complémentaires, à savoir, respective-ment ou de manière combinée:

▸ un indicateur structurel (le ratio « bim / van ») qui peut aussi être interprété comme un indicateur de cycle bénéficiaire s’il est rapporté à son propre trend, et noté « str-tr »;

▸ une variable dummy pour les années 1992-1995, divers tests économé-triques indiquant clairement un problème possible de décalage temporel, à la fin des années 80 et au cours de la première moitié des années 90, entre l’annonce et la décision de mesures discrétionnaires restrictives à l’isoc (en 1990-1994 surtout) et leur opérationnalisation effective (en 1993-1998).

Log (ISoC) = a + (b1 * Log (BIM)) + (b2 * Log (IDI)), avec IDI = l’indicateur discrétionnaire cumulé.

Variables (Log.) Const. BIM IDI STR DUM

Spécification I.a R² = 96,0% DW = 0,17 Err.-Std = 7,1%

Coefficients 0,02 0,83 -0,87

t-Stat. (Student) 0,19 (NS) 28,53 -6,26

Spécification I.b R² = 97,9% DW = 0,56 Err.-Std = 5,2%

Coefficients -0,06 0,86 -0,78 -0,13

t-Stat. (Student) -0,71 (NS) 40,45 -7,49 -5,72

Spécification I.c R² = 97,6% DW = 0,45 Err.-Std. = 5,6%

Coefficients -0,03 0,84 -0,66 -0,49

t-Stat. (Student) -0,26 (NS) 37,81 -5,58 -4,87

Spécification I.d R² =99,3% DW = 1,45 Err.-Std = 3,0%

Coefficients -0,11 0,87 0,58 -0,47 -0,13

t-Stat. (Student) -2,04 71,33 -9,10 -8,68 -9,59

Régression linéaire 1 - ISoC – I

102


Les résultats de la première spécification (I.a) sont franchement médiocres, avec un R² de 96,0 % (soit un niveau très bas pour une spécification en niveau plutôt qu’en taux de variation) et une très forte auto-corrélation des erreurs (dw proche de 0). Tant le coefficient de la base imposable que celui de la variable discrétionnaire sont infra-unitaires.

Ceux de la seconde spécification (I.b), avec le régresseur complémentaire « dum », sont un peu meilleurs en termes de R² et de dw mais restent largement insatisfaisants. Les deux coefficients principaux (de bim et idi) sont peu modifiés et juste un peu plus significatifs encore. La variable dum est négative et net-tement significative, confirmant à nouveau l’hypothèse de la présence d’un problème de mesure de la variable discrétionnaire effective (et pas seulement annoncée). Ceci ne suffit cependant pas à modifier dans le bon sens la valeur du coefficient discrétionnaire – que du contraire ! -.

Les résultats de la troisième spécification (I.c), avec cette fois la variable structurelle « str » comme régresseur additionnel, s’avèrent globalement proches de ceux de la précédente : même R² insuffisant, dw à nouveau i nsuffisant (0,45) indiquant un net problème d’auto-corrélation des résidus. Le coefficient de la variable structurelle se révèle cependant élevé (-0,49) et significatif (statistique de Student de -4,87). La prise en compte de cette variable structurelle (ou de cycle bénéficiaire) ne modifie pas fondamentalement le coefficient d’élasticité à la base imposable. Par contre, cette prise en compte éloigne même un peu plus encore le coefficient discrétionnaire de sa valeur théorique attendue (proche de l’unité) et le rend à nouveau un peu moins significatif, ce qui est contraire à l’objectif recherché.

Enfin, la dernière spécification (I.d), qui combine les deux variables additionnelles dum et str, se traduit par une amélioration statistique significative même si encore insuffisante. Le R² passe la barre des 99,0 % (99,3 % plus e xactement) ce qui devient statistiquement acceptable. Le dw remonte nettement ( marginalement au-dessus de 1,4) mais reste encore insuffisant, témoignant de la persistance du problème mentionné d’auto-corrélation des résidus. L’erreur standard r égresse à 3,0 %, soit moins de la moitié de l’erreur standard de la spécification de base, et 45 % de moins environ en termes relatifs que les deux spécifications inter-médiaires (I.b et I.c). Mais à nouveau, les deux coefficients de base, tout en devenant encore plus significatifs (25), ne s’en trouvent pas vraiment améliorés. L’indicateur discrétionnaire idi, même si très significatif (t-stat de-9,1), devient même un peu inférieur à 0,6, ce qui n’est pas conforme aux attentes a priori.

Ce dernier résultat indique soit un problème de surestimation assez systématique des mesures discrétionnaires telles qu’estimées et incorporées dans l’indica-teur discrétionnaire cumulé correspondant, soit un problème plus large de spécification empirique incorrecte ou incomplète de l’équation de l’isoc.

25 Ceci se reflétant dans de nouvelles baisses de l’erreur-type des coefficients et donc d’une hausse des « t-stats » de Student.

103


Des variantes complémentaires ont été testées, prenant notamment, comme dans les travaux de C. Valenduc et Th. Lenoir, non pas un indicateur de base imposable contemporain (temps « t »), mais bien la moyenne de ces variables aux temps « t » et « t-1 », censée mieux capter au moins partiellement le profil particulier des rôles en matière d’isoc, ces derniers dépendant en principe de la base imposable au temps « t-2 ». Les estimations réalisées indiquent cependant que dans tous les cas, cette approche a pour conséquence de d étériorer les résul-tats plutôt que de les améliorer (R² plus bas, erreurs s tandards plus élevées, coefficients moins significatifs – sauf la constante – et baisse malvenue du coefficient de l’indicateur discrétionnaire). Tout semble indiquer que la prise en compte de la variable « structurelle », comme substitut à la base imposable décalée d’une (voire deux) période(s), permette de capter ici de manière net-tement plus performante et adéquate une partie significative au moins de caractère pro-cyclique – par rapport au cycle bénéficiaire - du taux d’imposition non-discrétionnaire.

Il faut cependant mentionner une spécification alternative qui fournit des r ésultats empiriques satisfaisants également moyennement satisfaisants, même si on peut la considérer d’un point de vue conceptuel comme moins fondée.

Celle-ci se base sur l’ene des sqs comme base imposable (au lieu de la bim), et, pour la variable structurelle ou de cycle bénéficiaire, la profitabilité des entreprises « prof » mesurées par le ratio (ene / van). Les résultats sont les sui-vants

Par rapport à la spécification (I.d) ci-avant, celle-ci présente quelques avantages et quelques inconvénients:

▸ ses performances statistiques globales (R², erreur standard, dw) ne s’avèrent pas meilleures;

▸ les variables complémentaires « prof » et « dum » restent très significatives, et le coefficient de la constante devient cette fois fortement significatif (statistique de Student de –15,56 contre à peine 2 précédemment);

▸ un autre revers est que le coefficient de l’indicateur discrétionnaire « idi » ne se redresse que très modestement (0,63 au lieu de 0,58) et reste éloigné de sa valeur de référence théorique (unitaire) tout en restant nettement significatif.

Variables (Log.) Const. ENE IDI PRoF DUM

Spécification II.d R² = 99,2% DW = 1,14 Err.-Std = 3,2%

Coefficients -1,75 1,16 -0,63 -0,62 -0,13

t-Stat. (Student) -15,56 62,21 -9,46 -7,94 -9,31

Régression linéaire 2I - ISoC – En fonction de l’ENE et de la profitabilité

104


4.2 Estimations bi-périodes standard

Dans un second temps, pour tenter d’améliorer encore les résultats e mpiriques, divers tests économétriques complémentaires ont été opérés. Ceux-ci ont consisté à affiner l’analyse de base principalement (avec bim) en adoptant des périodisations « bi-périodes », du moins sur les variables principales, et ce soit au départ de techniques de régression de type « spline » ou « coudée » (26), soit de techniques de régression « libre » non-coudée, ne contraignant donc de facto pas la constante à être identique sur les deux segments ou sous-périodes.

Cette analyse « bi-périodes » se justifie pleinement au plan théorique du fait de la longueur de la période d’estimation (1970-2009, soit 40 observations), du fait du caractère parfois rudimentaire des techniques d’estimation des incidences complémentaires en période d’internationalisation productive et de développement intensif des techniques et méthodes d’engineering fiscal, ainsi que du fait des modifications intervenues dans les méthodes mêmes d’estima-tion de la base macro-économique imposable.

L’impôt des sociétés a lui-même connu depuis le début des années 70 de profondes modifications tant législatives que dans les techniques et comportements adap-tatifs « d’optimisation fiscale ».

Ceci conduit à penser que le fonctionnement structurel du système lui-même, au-delà des implications budgétaires des changements discrétionnaires i ntroduits, s’est sans doute lui-même modifié en profondeur. La fin des années 80 marque sans doute à cet égard très probablement la ligne de démarcation pertinente: cette période se traduit en effet par un début clair d’inversion de la politique fiscale précédemment nettement « expansive » et baissière (1982-1988) en matière d’imposition directe des entreprises, et de ce fait probablement par des modifications structurelles dans la « fonction de réaction fiscale » des entre-prises (adaptations des comportements d’optimisation voire d’évasion fiscales).

La voie choisie a donc été de tenter l’une ou l’autre spécification bi-périodes (éventuellement différenciée) sur les deux variables de base, en espérant ainsi réduire encore un peu l’erreur standard, relever le dw (réduire l ’auto-corrélation des erreurs) et simultanément rapprocher si possible le coefficient de l’indicateur discrétionnaire de sa valeur de référence.

D’emblée il ressort que les tentatives d’estimations bi-périodes de type « spline » sur la ou les variables principales – non reprises ici - s’avèrent un échec, sans amélioration significative du R², du dw, de l’erreur standard ou de la valeur statistique des coefficients estimés.

26 Dans ce cas, la constante (intersection avec l’axe des « y » à l’origine) est de facto supposée identique sur les deux segments ou sous-périodes, seule la « pente » (coefficient) de la variable indépendante concernée est différenciée.

105


Par contre, le recours à des spécifications bi-périodes « libres » ou non-coudées, comme illustrées ci-dessus, permet d’engranger quelques améliorations statistiques significatives, surtout dans des configurations plus complexes (voir ci-avant) où la périodisation n’est pas identique pour les deux variables indépendantes soumises à segmentation bi-périodes (bim et idi).

Les deux estimations ci-dessus sont très proches. La segmentation de la base imposable bim se fait dans les deux cas en 1988-1989. Pour ce qui est de la va-riable discrétionnaire idi, la spécification II.a. opère la démarcation en 1991-1992, alors que la spécification II.b. la situe un an plus tôt (en 1990-1991).

Dans les deux cas, l’amélioration par rapport à la spécification uni-période correspondante (I.d) est significative mais sans être spectaculaire.

▸ Le R² (non corrigé) est amélioré de 0,3 %, le dw est substantiellement relevé et amélioré tout en restant tout juste dans la zone d’indétermina-tion quant à la présence d’auto-corrélation positive des erreurs, et l’erreur standard est réduite de 15 à 20 % environ selon les cas. C’est surtout en fin de période (années post-1995) que le graphe des résidus laisse appa-raître cette auto-corrélation des erreurs.

▸ Les coefficients testés sont tous nettement significatifs, mais les écarts de coefficients des deux variables « clés » entre les deux sous-périodes sous- revue sont globalement faibles: 0,02 à 0,03 seulement pour les variables I1 et BI2, 0,09 à 0,08 pour la variables idi1 et idi2 (27). Mais surtout, et ceci est l’élément positif, les coefficients discrétionnaires de idi-1 et idi-2 se rapprochent significativement de leur valeur théorique de référence (ils sont égaux ou supérieurs à 0,8).

Enfin et surtout l’analyse de la trajectoire du taux d’imposition non-discré-tionnaire à l’isoc ainsi estimé (28), ainsi que de ses deux composantes princi-

27 En fait, comme cela apparaîtra ci-après, la différenciation des résultats par sous-périodes se fera davantage indirectement via l’impact (masqué) sur la constante que sur les coeffi-cients par sous-périodes eux-mêmes.

28 Hors incidences des variables « Dummies » imputées ici par simplification à la compo-sante discrétionnaire.

Spécification III.a R² =99,54% DW=1,556 Err-Std.= 2,58% Err-Moy.= 4,5% Cst. : -0,373 (-3,68)

Variables BI1 (70-88) BI2 (89-08) ID1 (70-91) ID2 (92-08) STR-BI DUMs90 DUM80

Coefficients 0,981 0,957 0,824 0,921 -0,433 -0,103 -0,041

t-stat 36,9 43,01 13,27 5,21 -8,32 -6,25 -1,45 (NS)

Spécification III.b R² =99,54% DW=1,60 Err-Std.= 2,57% Err-Moy.= 4,5% Cst. : -0,35 (-3,55)

Variables BI1 (70-88) BI2 (89-08) ID1 (70-90) ID2 (91-08) STR-BI DUM90 DUM80

Coefficients 0,97 0,95 0,80 0,88 -0,44 -0,11 -0,04

t-stat 35,75 42,81 12,28 8,22 -8,30 -7,59 -1,45 (NS)

Régression linéaire ISoC III.a – Spécifications bi-périodes non-coudées

106


pales (29), fait apparaître clairement la rupture structurelle « intervenue » – plus précisément statistiquement captée – dans le taux de base en 1989, année de basculement entre période « 1 » et période « 2 ». Cette rupture structurelle de niveau d’imposition de base non-discrétionnaire en 1989, statistiquement captée par le relèvement marqué de la valeur de la constante (et de sa significativité en termes de « t-stat »), reste ici totalement « exogène » et inexpliquée.

Le graphique qui suit en la matière traduit aussi une forte réduction de l’amplitude de la composante « cyclique » de la variable dite « structurelle » (str = écart au trend de « bim / van »). Ceci peut mathématiquement s’expliquer par l’unicité supposée du coefficient de cette variable structurelle (uni-période et non-segmentée) alors même que la variance de cette variable structurelle est beaucoup plus marquée pendant les deux premières décennies (années 70 et 80) que lors des deux suivantes (période 1990-2009).

C’est pourquoi une variante de cette spécification consistera par la suite à revenir à une paramétrisation uni-période de la variable imposable de base, mais à une bi-périodisation de la variable structurelle (en fait de cycle bénéficiaire), afin de tester sa sensibilité à l’amplitude des cycles bénéficiaires.

29 D’une part le taux non-discrétionnaire de base, uniquement fonction de la constante et des élasticités par sous-périodes à la base imposable, et d’autre part la composante plus spé-cifiquement « cyclique », liée à l’impact des cycles bénéficiaires à travers les interactions complexes et partiellement retardées entre base fiscale (avant déductions) et base macro-économique imposable.

16%

20%

24%

28%

32%

36%

40%

44%

48%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

BIM

-8%

-4%

0%

4%

8%

12%

16%

20%

24%

Estimat. 2Pér.; non-coudée (BIM & IDI).

Taux "de base" Taux non-discrét. (hDUMs) (2)Incid. Struct. & Cycl. (3)=(2-1)

Graphique 22: Trajectoire illustrative du taux d’imposition non-discrétionnaire dans la spécifica-tion 3a.

107


Pour en revenir aux écarts résiduels, mesurés en pourcentage du pib (et donc influencés également par « l’effet de taille » lié au rendement effectif de l’isoc):

▸ on observe que l’écart résiduel s’amplifie nettement après 1995, avec une amplitude non-négligeable de près de 0,6 % de pib en 2 ans à peine (1996-19998), puis de nouveau en sens inverse de –0,6 % de pib entre 1998 et 2003 (5 ans);

▸ dans une perspective de plus long terme, l’erreur résiduelle ( absolue) moyenne sur la période 1970-1995 s’établit à 3,6 % de l’isoc effectif, comparativement à 6,2 % après 1995, soit un écart relatif de plus de 70 % dans ce dernier cas;

▸ selon la même logique, le coefficient de durbin-watson, soit 1,6 environ sur l’ensemble de la période, ne permet pas de rejeter l’hypothèse d’auto-corrélation des erreurs (résultat indéterminé). Par contre, sur la période 1970-1995, ce coefficient est plus élevé (meilleur) avec un niveau de 1,84, mais il tombe à seulement un peu plus de 1,10 sur la période 1996-2009.

L’analyse graphique des résultats illustre notamment (spécification III.b. ci-avant, graphique 23) que la qualité de l’ajustement statistique, bonne en moyenne sur l’ensemble de la période, se détériore néanmoins en fin de pé-riode (années post-1995). Ceci peut s’illustrer au niveau de l’analyse des écarts résiduels moyens ou du dw par sous-périodes.

0,8%

1,1%

1,4%

1,7%

2,0%

2,3%

2,6%

2,9%

3,2%

3,5%

3,8%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

PIB

-0,6%

-0,3%

0,0%

0,3%

0,6%

0,9%

1,2%

1,5%

1,8%

2,1%

2,4%

ISOC Effect. (1) ISOC Est. (2) Err. Résid. (3)=(1-2) (E.Dr.)

Graphique 23: ISoC estimé et erreur résiduelle

108


4.3 Variante avec liaison aux données fiscales

Une tentative de mise en relation avec des éléments de la base fiscale de l’isoc a également été effectuée, surtout en vue de corriger (de réduire) l’er-reur résiduelle (et l’auto-corrélation des résidus) sur la période post-1989 et surtout post-1995. Une idée testée a été de vérifier dans quelle mesure des facteurs de différenciation non-discrétionnaires entre base fiscale et base macro pouvaient être intégrés dans la modélisation de base. Un facteur significatif de différenciation, comme cela a été identifié précédemment, est le traitement fis-cal spécifique réservé aux résultats négatifs, dont seules les pertes antérieures reportables (et ultérieurement déductibles des résultats positifs) sont prises en compte de manière retardée au niveau fiscal, alors qu’elles sont en principe intégralement prises en compte en comptabilité nationale dans la définition de l’ene (et donc indirectement dans celle de la bim). on est donc reparti du ratio rapportant le résultat fiscal (net, pertes déduites) 1ère opération (avant déduction des dividendes immunisés), aux résultats bruts (positifs) déduction faite des pertes antérieures (partielles) effectivement déductibles et déduites, mais avant toute autre forme de déductions. Il s’agit donc d’un indicateur indirect d’impact des résultats négatifs non directement compensés par les pertes antérieures re-portées. Pour être correctement prise en compte, cette variable doit être décalée d’une période au minimum dans la spécification économétrique testée, car la base fiscale déclarée au temps « t » est relative aux revenus (et pertes reportées) de l’année précédente « t-1 ».

Un problème possible avec cette variable retardée est qu’elle est potentielle-ment corrélée à l’autre indicateur structurel de profitabilité qu’est la variable macro-économique « str » (= bim / van). En effet, comme le profil de l’indicateur fiscal en question le montre (graphique ci-après), ce ratio tend à baisser en période de mauvaise conjoncture bénéficiaire, du fait de l’augmentation des pertes non directement déductibles (hausse des résultats négatifs de l’année et diminution relative des pertes déductibles des années antérieures). Une certaine multi-collinéarité entre les deux indicateurs existe bien, comme en témoigne une régression linéaire logarithmique des deux indicateurs (30), mais elle reste partielle sur la période post-1995.

30 Coefficient de corrélation de 56,8 % sur la période 1996-2008, R² de 32,3 %, t-statistique (significative) de 3,75 pour le coefficient partiel « b » (avec constante également significative). Pour l’ensemble de la période 1978-2008, ce coefficient de corrélation est un peu plus élevé (63,2 %) avec un R² majoré également (40 %) et un degré de significativité du coefficient du régresseur de 4,32.

109


Plusieurs variantes ont à nouveau été testées, dont les résultats de la plus satisfaisante sont présentés ci-après. Il s’agit de la spécification complète suivante, en configuration uni-période pour la base imposable bim, mais bi-périodes pour les variables discrétionnaire (idi) et structurelle (str), toutes deux ici rete-nues sous la forme non-coudée (31); les variables « Dummies » habituelles sont retenues (années 1990-1995 pour la variable « dums-90 »), c omplétées cette fois ci avec la variable fiscale (pour les années post-1995, et valeur nulle pour les années antérieures).

Les résultats statistiques de cette spécification IV, élargie au « régresseur fiscal » complémentaire (fisc), sont présentés ci-après.

31 Les résultats de la spécification avec une périodisation analogue mais coudée (« spline ») de la variable discrétionnaire sont quasi-identiques.

0,56

0,63

0,70

0,77

0,84

0,91

0,98

1,05

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

En %

Rés

ulta

ts po

sitifs

, nets

de p

ertes

repo

rtées

7%

11%

15%

19%

23%

27%

31%

35%

BIM en %

VAN

Indicateur (inversé) de Résultats négatifs netsProfitabilité Macro (E.Dr.)

Graphique 24: Variable fiscale à l’ISoC et profitabilité comparée

Log(ISoC) = a + (b * Log(BIM)) + (c1 * Log(IDI-1)) + (c2 * Log(IDI-2))

+ (d1 * Log(STR-1)) + (d2 * Log(STR-2)) + (e1 * DUMs-90)

+ (e2 * DUMs-75;98 ) + (f * Log(Fisc))

110


Par rapport aux spécifications de type III. (a et b), le gain de R² (et de R² ajusté) est marginal, mais ces derniers restent élevés pour une rétro-modélisation de l’isoc et surtout le dw est à nouveau amélioré, même si modestement, et permet cette fois de rejeter l’hypothèse d’auto-corrélation des erreurs. L’analyse graphique (et quantitative) des écarts résiduels montre aussi que l’auto-corrélation posi-tive évidente des erreurs, identifiée précédemment en fin de période (années post-1995), est significativement diminuée, grâce sans doute à l’introduction de la variable fiscale et à la bi-périodisation de la variable s tructurelle (ou de cycle bénéficiaire). L’erreur standard d’estimation est réduite de près de 15 % en termes relatifs par rapport à celle de la spécification III.b., et surtout l’erreur moyenne (absolue), en % de l’isoc effectif, est réduite en termes relatifs de plus de 20 % sur l’ensemble de la période (ramenée de 4,5 % à 3,5 %) et en particu-lier de pratiquement 50 % sur la dernière sous-période (3,1 % en moyenne en 1996-2009 contre 6,2 % dans les spécifications de type III).

Cette spécification confirme également l’intérêt d’une bi-périodisation de la variable structurelle, le coefficient (c1) obtenu sur la période 1970-1991, c aractérisée par une forte amplitude des cycles bénéficiaires, restant très proche de celui précédemment obtenu au niveau global (1970-2009); par contre le c oefficient (c2) sur la seconde période (post-1991), caractérisée par une am-plitude plus faible des cycles bénéficiaires, est quasiment quadruplé (1,60 au lieu de 0,39), et reste très significatif (t-statistique de –5,4). Comme précédem-ment, la variable « dums-90 », portant ici sur les années 1990 à 1995 inclus, est très stable et fortement significative. La seule ombre au tableau, et elle n’est pas négligeable, est que le coefficient discrétionnaire b2, quoique encore très significatif, retombe sous la barre des 60 %. Ceci traduit sans doute l’impact sta-tistique de l’abandon de la bi-périodisation (non-coudée) de la variable de base imposable et de l’hypothèse de rupture structurelle implicite (en 1989) du taux n on-discrétionnaire de base que ceci impliquait. Il est également hautement pro-bable qu’une part substantielle de l’orientation discrétionnaire (restrictive) des années post-1989 soit captée de facto par la variable dummy « dums-90 », cette

Variables Coefficients Erreur t-Statist.

Cst. -0,414 0,103 -4,04

Base 0,945 0,025 37,96

IDI-1 (70-89) -0,818 0,09 -9,13

IDI-2 (90-09) -0,592 0,098 -6,02

STR-1 (70-91) -0,389 0,042 -9,18

STR-2 (92-09) -1,604 0,296 -5,41

DUMs-90 (90-95) & 2009 -0,134 0,01 -13,1

DUMs-75;98;82-83 0,052 0,012 4,21

FISC (96-09) 0,757 0,207 3,66

R² = 99,69 % R² ajusté = 99,6 %

DW = 1,76 DW (1990-09) = 1,87

Err.Std = 2,16 %

Err.-Moy. = 3,5% Err.-Moy. (1996-09) = 3,1%

Régression linéaire IV.(a) à l’ISoC

111


dernière prenant implicitement en compte des impulsions discrétionnaires non ou mal prises en compte par les séries discrétionnaires officielles.

La spécification ci-dessus se marque aussi par la différenciation non négligeable des deux coefficients discrétionnaires. Ceci nous a conduit à revenir à une spécification uni-période pour la variable discrétionnaire tout en testant diverses alternatives techniques de bi-périodisation de la variable structurelle en vue d’améliorer si possible la qualité globale d’estimation et d’obtenir simultanément un coefficient discrétionnaire plus élevé (plus proche de sa valeur théorique attendue).

4.4 Une spécification économétrique bi-période à double intercept

Techniquement, l’analyse de régression bi-périodes (1 et 2) peut être effectuée de diverses manières. Si on a un modèle général simple de type:

Y = a + bX ou plus précisément, comme c’est le cas ici ( spécification bi-logarithmique):

Le modèle bi-période peut s’écrire de manière générale:

Et ce pour une variable chronologique Xt, avec X1 = [X0,…..,Xn] et X2 = [ Xn+1,….,Xt]

on peut avoir deux cas de figures particuliers permettant de vérifier la condi-tion X = X1 * X2.

Log(Y) = a + b*Log(X) Provenant de Y = a* Xb

Log(Y) = a + (b1 * Log(X1)) + (b2 * Log(X2)), avec :

Log(X) = Log(X1) + Log(X2) = Log (X1 * X2) ↔ X = X1 * X2

112


Encadré technique

Une spécification économétrique bi-périodes à double pente et double intercept.

Chacune des variables (X1 et X2) est représentée par un vecteur comprenant deux segments, le premier portant sur la première sous- période [1] = {0,…,n}, le deuxième sur la seconde sous-période [2] = {n+1,…,t}: 1) X[1] = [{X0,….,Xn},{Xn,…,Xn}] et X[2] = [{1,…,1},{(Xn+1 / Xn),…..,(Xt / Xn)}]

2) X1’ = [{X0,…,Xn},{1,…,1}] et X2’ = [{1,…1},{Xn+1,…,Xt]

on peut vérifier que dans les deux cas X = X1 * X2, globalement et pour chaque sous-période, mais les deux spécifications ne sont pas identiques:

A) la première renvoie à une spécification « spline » ou « coudée » ou encore « segmentée » classique, avec différenciation possible des coefficients b (b1 ≠ b2), c’est-à-dire ici des pentes de la variable X[1;2] suivant les segments temporels, mais avec un « intercept » unique et commun;

B) la seconde correspond à une spécification « non-coudée » ou « libre », affectant potentiellement le coefficient (constante) « a » et introduisant une possibilité de rupture structurelle dans le niveau estimé de Yn+1 (soit Yn+1 par rapport à Yn), et ce comme dans l’estimation II.a (ou II.b).

Techniquement, dans le premier cas, on aura pour la seconde période « X[2] » que:

Log(X) = Log(X1[2] * X2[2]) = Log(X1[2]) + Log(X2[2]), avec:

Log(X1[2]) = {Log(Xn),….,Log(Xn)} et

Log(X2[2]) = {Log(Xn+1)-Log(Xn), ….., Log(Xt-1)-Log(Xn), Log(Xt)-Log(Xn)}

Le coefficient estimé b2 est alors celui de la variable Log(X2)i=0,t qui peut être représentée par le vecteur [{0,….,0},{Log(Xn+1)-Log(Xn), ….., Log(Xt)-Log(Xn)}]

Ce coefficient, pour la seconde période, est celui du (Log du) ratio de la variable Xi=n..t à sa valeur fixe Xn au temps n (année de « switch »)

D’où aussi: Log(X[2]) = Log(X1[2] + Log(X2[2]) = {Log(Xn+1),…..,Log(Xt-1),Log(Xt)}

Il y a enfin une troisième spécification possible, proche de la première ( coudée) mais qui en plus introduit spécifiquement la possibilité d’une différencia-tion de la constante (de l’intercept avec l’axe des Y) selon les sous-périodes (1 ou 2). Cette possibilité est introduite via l’adjonction d’une variable Dummy

complémentaire binaire « Dt » prenant (par exemple) une valeur « 0 » au

113


Nous aurons dès lors une spécification générale du modèle de type:

Ceci revient en fait à tester « deux modèles (segmentés) en un seul », avec:

▸ Pour la première période [1] : Log(Y[1]) = a1 + (b2 * Log(X)), et

▸ Pour la seconde période [2] : Log(Y[2]) = (a1 + a2) + [(b1+b2) * Log(X)]

Dans cette (troisième) configuration, il y a différenciation (potentielle) à la fois de la constante ou de l’intercept (si a2 ≠ 0) et de la pente de la variable dépendante X (si b2 ≠ 0).

Ce sont ces trois spécifications qui ont été testées sur différentes bi-périodisations possibles, mais situant l’année de bifurcation pour la variable structurelle au cours de la période intermédiaire [1988-1994].

Les (meilleurs) résultats obtenus sont présentés ci-dessous.

cours de la première sous-période et une valeur « 1 » au cours de la seconde sous-période.

D = [{0,…,0},{1,…,1}]

Log(Y) = a1 + (a2 * D) + (b1 * [D * Log(X)]) + (b2 * Log(X))

Variables Coefficients Erreur t-Statist.

Cst.[1] a1 -0,525 0,089 -5,93

Cst.[2] – Coeff.[D] a2 -0,062 0,019 -3,27

STR-[1] (70-91) b1 -0,394 0,037 -10,69

STR-[2] (92-09) b2 -1,036 0,276 -3,75

BASE (BIM) c 0,972 0,0212 44,8

IDI d -0,88 0,071 -12,47

DUMs-90 (90-95) e1 -0,122 0,01 -12,78

DUMs-75;82-83;98 e2 0,051 0,011 4,67

FISC (96-09) f 0,640 0,188 3,39

R² = 99,8 % R² ajusté = 99,7 %

DW = 1,64 DW (1990-09) = 1,73

Err.Std = 1,93 %

Err.-Moy. = 3,1% Err.-Moy. (1996-09) = 3,0%

Cst. [1 + 2] (a1+a2) -0,587

STR [1 + 2] (b1+b2) -1,430 =3,63 * b1

Régression linéaire V à l’ISoC – Spécification « coudée » avec double intercept

114


Ces résultats se situent clairement dans le cadre de la troisième ou dernière configuration – coudée - décrite ci-avant (avec double pente et double « intercept »). La périodisation statistiquement la plus performante pour la va-riable structurelle retient les années 1991-1992 comme années charnières: 1991 comme dernière année de la période [1] et 1992 comme première année de la période [2].

L’avantage majeur et décisif de cette spécification est que non seulement elle se traduit par une (nouvelle) amélioration globale, même si peu spectaculaire, des résultats statistiques (en termes de R², de dw, d’erreur standard ou d’écart moyen), mais que surtout les coefficients (uni-périodes) tant de la base imposable que (surtout) de la variable discrétionnaire se rapprochent très substantiellement de leur valeur théorique (unitaire) attendue.

L’hypothèse théorique sous-jacente est aussi validée: le coefficient « joint » (b1+b2) de la variable structurelle (ou de cycle bénéficiaire) est significativement différent au cours de la seconde période de celui (b1) estimé pour la première période, et il lui est de plus très largement supérieur (3,6 fois plus élevé même). Ceci compense pour partie l’impact de l’amplitude beaucoup plus faible du cycle bénéficiaire au cours de la seconde période (post-1991) par rapport à celui de la première période (pré-1992) (32).

L’erreur résiduelle (absolue) moyenne de cette estimation n’est pas massive-ment réduite avec cette spécification, par rapport à la précédente (n° IV), mais elle l’est quand même en moyenne de plus de 10 % sur l’ensemble de la période. Dans le cadre d’une partition chronologique en trois sous-périodes de 13-14 ans, c’est sur la période intermédiaire de 1983-1995 que la réduction de cette er-reur moyenne absolue est la plus marquée en termes relatifs (de 27,5 %). Enfin, dans le cadre d’une partition chronologique en deux grandes sous-périodes, l’amputation de l’erreur résiduelle absolue est de près de 18 % en termes relatifs (période 1990-2009).

Sur base de cette spécification, on peut décomposer comme précédemment le taux d’imposition non-discrétionnaire ou « ex ante », hors incidences des variables Dummies, en une composante « de base » ou tendancielle, fonction des seules élasticités partielles à la base imposable, et une composante dite « cyclique », fonction des coefficients des cycles bénéficiaires mesurés tant au départ de la variable dite « structurelle » (str) que de la variable fiscale (fisc).

32 L’écart-type de l’indicateur structurel ou de cycle bénéficiaire (écart au trend de l’indica-teur de capacité bénéficiaire) est près de 6 fois aussi élevé sur la première période que sur la seconde (29,3 %en 1970-91 comparativement à 5 % à peine en 1992-2008).

115


on retrouve ici une trace graphique prononcée de l’importance de la s ensibilité du taux d’imposition non-discrétionnaire ex ante à l’isoc au cycle bénéficiaire, et ce tout particulièrement – et logiquement – lorsque ces cycles sont de très forte amplitude comme au cours de la période 1973-90.

1,0%

1,3%

1,6%

1,9%

2,2%

2,5%

2,8%

3,1%

3,4%

3,7%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

PIB

-0,3%

0,0%

0,3%

0,6%

0,9%

1,2%

1,5%

1,8%

2,1%

2,4%

ISOC Effect. (1) ISOC Est. (2) Err. Résid. (3)=(1-2) (E.Dr.)

Graphique 25: ISoC estimé et erreur résiduelle

8%

11%

14%

17%

20%

23%

26%

29%

32%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

BIM

-7%

-4%

-1%

2%

5%

8%

11%

14%

17%

Taux "de base" (1) Taux non-discrét. (hDUMs) (2)Incid. Struct. & Cycl. (3)=(2-1) (E.Dr.) Incid. Struct. hors Fisc. (3a)

Graphique 26: Taux d’imposition non-discrétionnaires estimés à l’ISoC et composantes

116


D’autres indicateurs de rupture ou d’inflexion structurelle entre base fi scale (avant déductions potentiellement influençables par des mesures discrétionnaires) et base macro-économique peuvent également être identifiés. Il en est ainsi notamment et principalement (variable 1 ci-après) du ratio entre la base fiscale des résultats (positifs) ou bruts 1ère opération, mais déduction faite des seules pertes antérieures déductibles (33), et la base macro-économique imposable retenue. Mais c’est aussi le cas (variable 2 ci-après) pour les résultats fiscaux (nets) 1ère opération (hors résultats négatifs donc), avant déduction des dividendes immunisés, également rapportés à la base macro.

Le graphique ci-après indique assez clairement qu’on enregistre en la matière une inversion structurelle significative, que l’on peut dater soit du début des années 90, soit du milieu de cette même décennie au plus tard. Dans ces derniers cas, représentés ci-après, les ratios de ces deux bases imposables sont globalement quasi-stables en tendance jusqu’au milieu des années 90, puis très clairement croissants à partir de 1995-1996.

Ceci confirme l’utilité potentielle de tester l’intégration d’une variable « fis-cale » proxy dans l’équation de base, en tout cas pour les années postérieures à 1995 voire 1992.

33 Cette déduction est ici opérée en compensation (partielle) du fait que la base fiscale ne tient pas compte directement des pertes fiscales « contemporaines », alors que la base macro (et en particulier l’ene qui en constitue le « noyau dur ») est définie par construction nette des résultats négatifs.

0,3

0,45

0,6

0,75

0,9

1,05

1,2

1,35

1,5

1,65

1,8

1977

1980

1983

1986

1989

1992

1995

1998

2001

2004

2007

En %

Bas

e Mac

ro (B

IM)

Résult. Posit. h. Pertes antér. (1a) Id., Trend coudé (1b)

Résult. 1ère opérat. (avt. Immun. Divid.) (2a) Trend coudé (1990) (2b)

Base taxable Tot. hors Déduct. (3)

Graphique 27: Indicateurs de ratios de la base fiscale à la base macro

117


5 Trajectoires non-discrétionnaires et discrétion-naires estimées

Si l’on prend comme critère principal la significativité des divers coefficients partiels, et notamment ceux de l’indicateur discrétionnaire, alors il semble que la dernière spécification présentée doive être retenue.

Les résultats économétriques obtenus permettent de définir diverses trajectoires estimées en matière d’isoc, et d’identifier sur cette base quelques variables intermédiaires utiles.

▸ L’isoc effectif Ŷ estimé par la voie économétrique

▸ L’écart résiduel estimé ε = Y – Ŷ

▸ L’isoc non-discrétionnaire « pur » Ŷnd estimé par la voie économétrique, obtenu en omettant l’incidence tant de l’indicateur discrétionnaire que des variables dummy introduites (pour les années 1975, 1982-1983, 1990-1995, 1998 et 2009) comme variables « proxy » pour les « erreurs de me-sures » soupçonnées en matière d’incidences complémentaires et assimi-lées.

▸ L’isoc discrétionnaire « large » Đ estimé (y compris l’impact des variables « dummys), correspondant à Ŷ – Ŷnd, et résultant de l’addition de l’isoc discrétionnaire « pur » đ (correspondant à l’impact estimé de l’indicateur discrétionnaire, pondéré par ses coefficients d’élasticité par sous-périodes), et de l’influence ŭ complémentaire des deux variables dummys ponctuelles (hors la variable « D » donc, assimilée à une constante complémentaire). Soit Đ = đ + ŭ.

Une incertitude subsiste cependant quant au caractère intégralement discré-tionnaire de l’influence des variables « Dummy » identifiée, en particulier la variable « Dum90s » sur la période 1990-1995 ainsi que pour l’année 2009. Cette influence est en effet très significative (statistique de Student de 12,78), et représente un impact annuel important –même si temporaire - de l’ordre de -0,6 % de pib en moyenne.

Dans le doute, une variante proposée consiste à imputer les deux tiers seule-ment de cette incidence ŭ, qui joue sur six ans, à la composante discrétionnaire, et le tiers restant à titre d’hypothèse attribué à la composante non-discrétion-naire.

De même, pour l’évaluation finale des composantes de l’évolution du ratio effectif de l’isoc en pourcentage du pib, il peut être utile de ventiler l’erreur

118


résiduelle – généralement limitée par sous-périodes - entre les composantes discrétionnaire et non-discrétionnaire. Une clé de répartition « (1/3) /(2/3) » est ici aussi retenue à titre indicatif.

Le graphique qui suit retrace les trajectoires non-discrétionnaire et discrétionnaire estimées sur cette base, mesurées en termes de taux d’imposition (en % de la base imposable macro « bim »).

▸ Sur cette base, la baisse discrétionnaire de taux implicite atteint les 12,5 % (de la bim) entre 1978 et 1988, et la correction haussière (restrictive) entre 1988 et 1998 un bon 9 %; plus qu’intégralement après 1992;

▸ Le décalage d’un an, comblé en 1996, entre l’indicateur d’incidence discrétionnaire « pure » (3a) et l’indicateur « corrigé » pour l’incidence des « dums » (3) peut être interprété comme l’impact décalé possible ou probable d’impulsions discrétionnaires (restrictives) décidées et quantifiées sur la fin des années 80 et le tout début des années 90 mais dont l’opérationnalité ne s’est clairement manifestée qu’avec retard;

▸ Depuis la seconde moitié des années 90, l’indicateur d’impact discrétionnaire (en termes de taux d’isoc implicite) se retrouve pratique-ment au même niveau qu’au tout début des années 70.

0%

4%

8%

12%

16%

20%

24%

28%

32%

36%

40%

44%

48%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

BIM

-8%

-4%

0%

4%

8%

12%

16%

20%

24%

28%

32%

36%

40%

Taux effectif (1) Taux effectif estimé (2)Taux eff. estimé sans DUMs (2b) Erreur résid. (3)=(1-2) (E.Dr.)Incid. DUMs (4) (E.Dr.)

Graphique 28: Taux d’imposition non-discrétionnaire et discrétionnaire estimés à l’ISoC

119


Mesurées en pourcentage du pib, les évolutions enregistrées sont les suivantes.

▸ La stabilité tendancielle relative – autour de 2 à 2,4 % de pib - de l’isoc effectif jusqu’au début des années 90 résulte ainsi dans les grandes lignes de l’influence compensatoire et largement neutralisatrice d’une part d’effets « de composition » (ou « de base imposable») haussiers dans un premier temps (surtout après 1981 et jusqu’en 1988-1989) et d’autre part d’impulsions discrétionnaires baissières (expansives, surtout après

-6%

0%

6%

12%

18%

24%

30%

36%

42%

48%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

BIM

- Ba

se 19

85

Effectif (1) Non-discrét. (ND) "pur" (2a)ND + (1/3) Résid.& DUMs (2) Discrét.+ (2/3) DUMs etc (3)=(1-2)Discrét. "pur" (3a)

Graphique 29: Taux d’imposition non-discréétionnaire estimés à l’ISoC

-0,8%

-0,4%

0,0%

0,4%

0,8%

1,2%

1,6%

2,0%

2,4%

2,8%

3,2%

3,6%

1970

1973

1976

1979

1982

1985

1988

1991

1994

1997

2000

2003

2006

2009

En %

PIB

-1,6%

-1,2%

-0,8%

-0,4%

0,0%

0,4%

0,8%

1,2%

1,6%

2,0%

2,4%

2,8%

ISOC Effect. (1) Non-Discr. yc (1/3) DUMs etc (2)Discr.+ (2/3) Dum etc =(1-2) (E.Dr.) Discrét. "pur" (3a)

Graphique 30: Trajectoires non-discrétionnaire et discrétionnaire estimées

120


1981 et jusqu’en 1988-1989 également), ces effets et impulsions étant symétriquement inversés par la suite.

▸ A contrario, la forte remontée (34) du rendement effectif de l’isoc après le creux de 1992 (avec un niveau de 1,5 % de pib seulement) résulte de la combinaison d’effets de composition à nouveau tendanciellement haussiers et d’impulsions restrictives culminant au cours de la seconde moitié des années 90 (1998).

▸ A partir de 1992 et jusqu’en 1998, on voit apparaître un décalage c roissant (d’abord négatif, puis positif) entre l’estimation d iscrétionnaire « large » (35) et l’impulsion discrétionnaire « pure » (hors imputation des variables dums et d’une partie de l’écart résiduel). Ceci traduit l’hypothèse de l’impact différé ou retardé de mesures restrictives officiellement c omptabilisées en 1989-1995 mais qui ne seraient devenues pleinement opératoires et totalement effectives qu’avec un décalage persistant jusqu’en 1996.

Par sous-périodes, ceci nous donne les évolutions suivantes:

▸ En 1970-1974, l’augmentation du rendement de l’isoc (+0,6 % de pib) est pour un peu moins de la moitié discrétionnaire (et un tiers discrétionnaire « pur »). En 1974-1978, la baisse symétrique de près de 0,6 % de pib est presque intégralement non-discrétionnaire, c’est-à-dire assimilable à

34 De 1992 à 2006, la progression est spectaculaire, car on passe d’un creux de 1,5 % de pib à un pic de 3,5 % de pib, soit une hausse de part relative de plus de 130 % en 14 ans à peine

35 Soit l’impulsion discrétionnaire « pure », résultant de l’impact des coefficients discrétion-naires estimés, complétée par l’imputation, à 63 % (2/3), des l’incidence des variables dums et de l’écart statistique résiduel.

-1,5%

-1,2%

-0,9%

-0,6%

-0,3%

0,0%

0,3%

0,6%

0,9%

1,2%

1970-74

1974-78

1978-81

1981-85

1985-88

1988-92

1992-97

1997-01

2001-05

2005-09

En %

du

PIB

(2/3) 'DUMs + Rés.' (3b) "Discrét. ""pur"" (3a) Non-Discrét. "Tot." (2)

Effectif (1) Discrét. Tot. (3)=(1-2)

Graphique 31: Evolutions de l’ISoC, effets de structures et impulsions discrétionnaires

121


des effets de composition ou de structures. En 1978-1981, la baisse de rendement (-0,4 % de pib) est pour un peu plus de moitié discrétionnaire.

▸ De 1981 à 1988, la hausse cumulée du rendement (près de +0,6 % de pib en 7 ans) résulte du jeu conjoint et largement compensatoire d’une baisse discrétionnaire non négligeable (-0,7 % de pib) plus qu’intégralement neutralisée et couverte par des évolutions non-discrétionnaires (effets de base imposable) assez massivement favorables (+1,3 % de pib).

▸ En 1988-1992, on a une configuration à nouveau différente : des impul-sions discrétionnaires officiellement restrictives de près de 0,6 % de pib, mais dans les faits peu opératoires et probablement plus proches de 0,0 % de pib, et intervenant dans un contexte d’évolutions non-discrétionnaires défavorables (-0,7 % de pib au total, y compris un impact estimé de 0,4 % de pib lié à des évolutions structurelles encore mal identifiées).

▸ En 1992-1997, on change de nouveau de configuration, avec cette fois des impulsions discrétionnaires restrictives effectives (« pures » + différées) qui atteignent 1,1 % de pib environ (dont 0,5 % de pib d’incidences retar-dées de mesures antérieures), doublées d’effets de composition totaux modérément favorables (+0,2 % de pib).

▸ Pour ce qui est des années post-1997 jusqu’en 2008 inclus (11 ans), on observe globalement une hausse non négligeable du rendement effec-tif de l’isoc, de l’ordre de 0,6 % de pib, résultant de l’impact combiné de baisses discrétionnaires (expansives) en finale limitées (0,1 % de pib) et d’effets de structures non-discrétionnaires à l’inverse nettement haus-siers (+0,7 % de pib), dont une part majoritaire au niveau du cycle bénéfi-ciaire et structurel.

Evolutions de l’ISoC & composantes (Par sous-périodes, en % du PIB)

1970-74 1974-78 1978-81 1981-85 1985-88 1988-92 1992-97 1997-01 2001-05 2005-09 1970-09 1970-88 1988-09

Discrét. Total 0,4% -0,2% -0,3% -0,4% -0,5% 0,1% 1,2% 0,0% 0,0% -0,7% -0,4% -1,0% 0,6%

«Pur» 0,2% -0,1% -0,3% -0,4% -0,5% 0,5% 0,8% 0,0% 0,1% -0,4% -0,1% -1,1% 1,0%

Résid. + DUMs (2/3) 0,2% -0,1% 0,0% 0,0% 0,0% -0,4% 0,4% 0,0% -0,1% -0,2% -0,2% 0,1% -0,3%

Non-discrét. 0,2% -0,4% -0,2% 0,8% 0,7% -0,9% 0,1% 0,3% 0,1% 0,0% 0,8% 1,2% -0,4%

«Pur» 0,1% -0,3% -0,2% 0,8% 0,7% -0,7% -0,1% 0,3% 0,2% 0,1% 0,9% 1,1% -0,2%

Base 0,0% -0,6% -0,3% 1,1% 1,0% -0,5% 0,1% -0,2% 0,6% -0,2% 1,0% 1,2% -0,2%

Cycle bénéfic. & Struct. 0,2% 0,3% 0,1% -0,3% -0,3% -0,2% -0,2% 0,5% -0,5% 0,3% -0,2% -0,1% -0,1%

Résid. + DUMS (1/3) 0,1% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% -0,2% 0,2% 0,0% 0,0% -0,1% -0,1% 0,0% -0,2%

Y-Effectif 0,6% -0,6% -0,4% 0,4% 0,1% -0,7% 1,3% 0,3% 0,1% -0,7% 0,4% 0,1% 0,2%

pm. Hors Base 0,2% 0,2% 0,1% -0,3% -0,3% -0,4% 0,0% 0,5% -0,5% 0,1% -0,3% 0,0% -0,2%

pm. Ecart résiduel 0,2% -0,1% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% -0,1% -0,1% 0,3% 0,3% 0,1% 0,1%

pm. DUMs 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% 0,0% -0,5% 0,5% 0,0% 0,0% -0,6% -0,6% 0,0% -0,6%

Tableau 3: Evolutions de l’ISoC et déterminants par sous-périodes

122


▸ L’année 2009 doit être considérée à part, car elle marque une divergence par rapport aux évolutions normalement attendues (sur base des évolutions antérieures et du paramétrage économétrique). Les variables indépendantes « classiques » (idi, Base, Cycle bénéfic.) n’expliquent que 45 % à peine de la forte baisse effective enregistrée (-0,9 % de pib en une seule année). L’adjonction d’un marqueur Dummy en 2009, commun à la variable Dummy affectée aux années 1991-1995, s ‘avère très signi-ficative et semble indiquer une baisse discrétionnaire de recettes non prise en compte par l’indicateur idi et par le « noyau dur » du modèle d’estimation. Ceci, à titre d’hypothèse, pourrait résulter d’une rupture de comportement lié aux interactions complexes entre le système des intérêts notionnels, mis en œuvre à un coût budgétaire officiel supposé faible, et le retournement brutal du cycle bénéficiaire. on pourrait avoir à faire à une sorte de « surréaction » discrétionnaire baissière de l’isoc en contexte de brutale montée en puissance des déductions pour intérêts notionnels. En l’absence d’observations complémentaires sur une période plus longue, seule une partie (2/3, comme pour les autres incidences via Dummies) de l’impact du marqueur « dum-2009 » sera imputé à la c omposante discrétionnaire, et le reste à la composante structurelle ( non-discrétionnaire). En finale, en 2009, seule un peu plus de 60 % de la baisse enregistrée de l’isoc est donc considérée ici comme discrétion-naire, le reste (0,4 % de pib) étant imputé à des effets de composition non-discrétionnaire au sens large

▸ Finalement, en termes de grands cycles discrétionnaires en matière d’isoc, on observe un cycle baissier long de dix ans (période 1978-1988) avec des impulsions discrétionnaires expansives cumulées esti-mées à -0,9 % de pib, pratiquement compensées (+1,1% de pib) par des incidences non-discrétionnaires haussières (effets dits « de base » et structurels internes). Le second cycle discrétionnaire à l’inverse (1988-1998 mais surtout 1992-1998) est haussier, à concurrence de 1,2 % de pib, mais est faiblement neutralisé (-0,2% de pib) par des incidences non-discrétionnaires baissières.

Evolutions de l’ISoC & composantes (Par sous-périodes, en % du PIB)

70-76 76-81 81-88 88-92 92-98 98-03 03-09 70-81 81-92 92-01 01-09

Discrét. Total 0,4% -0,5% -0,9% 0,1% 1,5% -0,4% -0,5% -0,1% -0,8% 1,2% -0,6%

«Pur» 0,3% -0,4% -1,0% 0,5% 1,0% -0,2% -0,3% -0,1% -0,5% 0,8% -0,4%

Résid. + DUMs (2/3) 0,1% -0,1% 0,0% -0,4% 0,5% -0,3% -0,2% 0,1% -0,3% 0,3% -0,3%

Non-discrét. -0,2% -0,2% 1,5% -0,9% 0,3% -0,1% 0,2% -0,3% 0,7% 0,4% 0,1%

«Pur» -0,2% -0,2% 1,5% -0,7% 0,0% 0,1% 0,3% -0,4% 0,8% 0,2% 0,2%

Base -0,6% -0,3% 2,1% -0,5% 0,2% -0,1% 0,2% -0,9% 1,6% -0,1% 0,4%

Cycle bénéfic. & Struct. 0,4% 0,1% -0,6% -0,2% -0,1% 0,1% 0,1% 0,5% -0,8% 0,3% -0,2%

Résid. + DUMS (1/3) 0,1% -0,0% 0,0% -0,2% 0,3% -0,1% -0,1% 0,0% -0,2% 0,2% -0,1%

Y-Effectif 0,2% -0,6% 0,6% -0,7% 1,8% -0,5% -0,3% -0,4% -0,2% 1,6% -0,6%

pm. Hors Base 0,5% 0,1% -0,6% -0,4% 0,1% 0,0% -0,0% 0,6% -1,0% 0,5% -0,4%

pm. Ecart résiduel 0,2% -0,1% 0,0% -0,0% 0,0% -0,1% 0,3% 0,1% 0,0% -0,0% 0,2%

pm. DUMs 0,0% 0,0% 0,0% -0,5% 0,8% -0,3% -0,6% 0,0% -0,5% 0,5% -0,6%

Tableau 4: Effets de structures et impulsions discrétionnaires à l’ISoC

123


6 Comparaison avec les estimations directes et antérieures (indirectes) en matière d’impulsions discrétionnaires

6.1 Comparaison avec les estimations directes

Les résultats obtenus ici le sont par la « voie indirecte » ou par estimation économétrique des coefficients de la variable discrétionnaire au moyen d’une équation structurelle de l’isoc; ils peuvent bien sûr être comparés aux estimations obtenues directement en postulant a priori un coefficient unitaire de l’indicateur discrétionnaire (méthode dite « directe »).

A titre indicatif, le graphique ci-avant reprend également les données r elatives aux seules impulsions discrétionnaires « pures » mesurées par la voie économétrique, les écarts avec les impulsions discrétionnaires totales selon la méthode indirecte « large » (variable (2)) se situant spécifiquement au niveau de l’impact des variables dums (effets différés de mesures discrétionnaires a ntérieures) et d’une partie de l’écart résiduel ε.

La variable d’écart [3] mesure les différences d’impulsions discrétionnaires t otales mesurées selon les deux approches.

-0,8%

-0,6%

-0,4%

-0,2%

0,0%

0,2%

0,4%

0,6%

0,8%

1,0%

1,2%

1,4%

1970

-74

1974

-78

1978

-81

1981

-85

1985

-88

1988

-92

1992

-97

1997

-01

2001

-05

2005

-09

En %

du

PIB,

par

sous

-pér

iode

s

Méth. Directe (1) Discrétionn. "pur" (2a)Discrét. "large" (2) Ecart "large" (3)=(2-1)

Graphique 32: Impulsion discrétionnaires comparées: directes et indirectes estimées

124


▸ Ces écarts restent très limités (et cumulativement quasi-nuls) jusqu’au début des années 80 (période 1970-1981).

▸ Ils n’augmentent que modérément au cours des deux périodes sui-vantes (un total inférieur à 0,2% de pib sur l’ensemble de la sous-période 1981-1988) tout en restant limités en termes relatifs. Ce caractère limité résulte pour l’essentiel du niveau raisonnablement proche de l’unité des coefficients d’élasticité tant à l’indicateur discrétionnaire qu’à la base macro, obtenus par estimation économétrique sur l’ensemble de la période.

▸ Sur la période 1988-1992, l’écart de mesure des impulsions discrétion-naires effectivement restrictives entre les deux approches prend par contre en importance tant absolue (de l’ordre de 0,4% de pib en 4 ans) que r elative. Moins d’un cinquième environ (0,1% de pib) de cet écart se localise au niveau des impulsions discrétionnaires « pures », liées au coefficient discrétionnaire infra-unitaire, le reste (plus de 80%) se situant au niveau de la partie des incidences de la variable dum et de l’écart rési-duel qui est imputée à la composante discrétionnaire.

▸ En 1992-1997, on a un profil assez largement inversé. L’écart entre les deux méthodes redevient modérément positif (environ 0,3% de pib) et représente ainsi les trois quarts environ de l’écart négatif (-0,4 % de pib) de la période précédente. Ici par contre, l’écart se situe plus qu’-intégralement au niveau de la composante « dum + Résid. » (0,4% de pib) et non au niveau de la composante discrétionnaire « pure » .

▸ Les écarts d’estimations entre les deux méthodes deviennent nettement plus marginaux au cours des deux sous-périodes suivantes ( p ost-97), malgré le coefficient infra-unitaire, et ce compte tenu du caractère relativement modique des impulsions discrétionnaires à l’isoc au cours de cette période et de la disparition de l’influence ponctuelle de la variable dum-90s. Globalement et cumulativement sur la période 1997-2008, ces écarts sont quasi-nuls (légèrement négatifs jusqu’en 2004, modestement positifs après).

6.2 Comparaison pour les années 1985-2005 avec des esti-mations antérieures ( 2007)

A titre comparatif, une mise en relation est opérée avec les résultats précédemment obtenus pour la période 1985-2005 par F. Denil (2007) (36). Cette étude antérieure avait retenu une spécification uni-période sans constante (mais avec deux dummies pluri-annuelles distinctes) caractérisée par une élas-ticité élevée (0,9) – et très significative - à l’indicateur discrétionnaire, et une é lasticité infra-unitaire (0,84) à la base imposable macro-économique (37). L’inté-

36 op. cit.37 Définie de manière analogue à la base bim retenue ici.

125


gralité de l’impact des deux variables dummy (1990-1995 et 1996-1997 respec-tivement) ainsi que de l’erreur résiduelle était imputée par simplification aux impulsions discrétionnaires.

Pour assurer la comparabilité des résultats, la même règle sera ici réservée à nos propres résultats.

En finale, il s’avère que les résultats – et notamment la décomposition des évolutions effectives entres incidences non-discrétionnaires ou « structurelles » (effets dits « de composition ») et impulsions discrétionnaires – sont plus ou moins différenciés selon la périodisation retenue.

Selon une première périodisation (voir les deux premiers graphiques ci-après), les écarts entre les deux approches restent limités (de l’ordre de 0,2% de pib pour des sous-périodes de 3 à 4 ans).

Selon une deuxième périodisation, et en particulier au cours de la sous-période 1997-2001, la différenciation, influencée notamment par la seconde variable dummy (1996-1997) chez F. Denil, est plus marquée et approche les 0,6% de pib.

-1,0%

-0,8%

-0,6%

-0,4%

-0,2%

0,0%

0,2%

0,4%

0,6%

0,8%

1,0%

85-89 89-92 92-95 95-99 99-02 02-05 85-05 85-95 95-05

En %

PIB

DENIL (1)

SAVAGE (2)

Ecart (3)=(2-1)

Graphique 33: Résultats comparés

Source: Calculs F. Denil (2006) & Savage (2010)

126


-1,0%

-0,8%

-0,6%

-0,4%

-0,2%

0,0%

0,2%

0,4%

0,6%

0,8%

1,0%

1,2%

85-89 89-92 92-95 95-99 99-02 02-05 85-05 85-95 95-05

En %

PIB

DENIL (1)

SAVAGE (2)

Ecart (3)=(2-1)

Un signe "+" = restrictif ; un signe "-" = expansif

Graphique 34: Résultats comparés

Source: Calculs F. Denil (2006) & Savage (2010)

127


7 Synthèse et conclusions

L’impôt des sociétés est assurément l’un des plus difficiles à modéliser au départ de variables macro-économiques. Ceci est particulièrement le cas dans une pers-pective rétrospective de longue période (près de 40 ans) couvrant des « régimes fiscaux » qui se sont structurellement modifiés dans le temps. Cette difficulté tient entre autres aux relations complexes et relativement peu stables, donc difficiles à modéliser, existant entre les bases imposables macro-économique et fiscale. Elle est encore aggravée par la difficulté bien connue de quanti-fier correctement les incidences fiscales anticipées ou estimées des mesures discrétionnaires prises et effectivement opérationnalisées en la matière. Ceci est notamment dû aux comportements fiscaux adaptatifs mis en œuvre en permanence par les entreprises (« engineering fiscal »).

L’exercice entrepris ici parvient cependant à identifier et à tester avec succès un modèle réduit mettant en évidence l’importance de la sensibilité du taux d’imposition non-discrétionnaire implicite au jeu des cycles bénéficiaires, et ce en superposition par rapport à une élasticité seulement légèrement infra-unitaire à la base imposable retenue. Il permet aussi de mettre en exergue une élasticité nettement infra-unitaire à l’indicateur retenu des mesures d’impulsions dis-crétionnaires, ceci tendant à indiquer une surestimation assez systématique de l’impact de ces mesures.

L’analyse permet également, comme dans des travaux antérieurs, à i dentifier statistiquement au tournant des années 80 et 90, une phase de décalage et « d’inertie » entre le passage officiel et annoncé à un régime fiscal plus r estrictif et sa matérialisation effective dans les taux d’imposition « cycliquement c orrigés » de la base imposable. Compte tenu de ce décalage il s’avère que le tournant restrictif de la politique fiscale en matière d’isoc, après la phase for-tement expansive (baissière) 1981-1988, s’impose de manière décisive et iden-tifiable au cours des années 1993-1998 et pas avant, c’est-à-dire au cours de la période d’assainissement budgétaire en vue d’assurer à la Belgique son ticket d’entrée pour l’euro.

Sur le plan technique également, l’analyse permet de faire ressortir une modification significative et structurelle de la sensibilité du rendement ex ante de l’isoc à la variable dite structurelle des cycles bénéficiaires, et ce à partir du début des années 90. L’introduction d’une variable fiscale complémentaire, à partir du milieu des années 90, permet également d’améliorer encore un peu à la marge les résultats économétriques obtenus. Enfin, il s’avère que l’année 2009 se marque à nouveau par des résultats atypiques, non conformes, avec une sur-réaction à la baisse de l’isoc par rapport aux résultats escomptés sur base d’estimations statistiques opérées sur la période 1970-2008. Ceci pourrait être attribuable – mais il faudra des observations complémentaires pour le confirmer – aux effets retardés et encore mal pris en compte et mesurés du changement structurel de régime fiscal introduit par le système des intérêts notionnels.

128


8 Annexes

8.1 Annexe 1 – Ecarts résiduels d’estimation (en % de l’ISoC effectif)

Cette annexe reprend à titre comparatif une analyse graphique des écarts r ésiduels des deux dernières estimations économétriques analysées, dont la dernière (V.) qui a été retenue. Les trois dernières observations à part donnent l’écart absolu moyen respectif (en % des recettes effectives d’isoc) pour s uccessivement la période totale 1970-2009 et les deux sous-périodes 1970-1989 et 1990-2009. on peut observer que pour chacune de ces périodes, et en particu-lier la dernière (1990-2009), les erreurs absolues moyennes sont inférieures dans le cas de l’estimation V à celles de l’estimation IV.

-15%

-12%

-9%

-6%

-3%

0%

3%

6%

9%

12%

1970

1972

1974

1976

1978

1980

1982

1984

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

2008

70-8

9

En %

ISOC

Effe

ctif

Estimat. V. Estimat. IV.

Graphique 35: Ecarts d’estimations résiduels comparés à l’ISoC

129


8.2 Annexe 2 – Décomposition alternative des évolutions en matière d’ISoC

Les deux graphiques qui suivent fournissent également une décomposition détaillée des évolutions enregistrées en matière d’isoc, mais ce sur base d’une grille de lecture un peu ré-agencée par rapport à celle retenue dans le corps du texte.

▸ Comme précédemment, les écarts résiduels d’estimation et l’impact des deux variables dums sont imputés par simplification pour les deux tiers à la composante discrétionnaire et pour le tiers restant à la composante non-discrétionnaire;

▸ La composante discrétionnaire [3] est ici présentée globalement (c omposante discrétionnaire « pure », directement liée à l’indicateur discrétionnaire, + composante « résiduelle large » constituée pour l’essentiel des 2/3 imputés de l’impact des dums et plus marginalement de l’écart résiduel statistique);

▸ La composante non-discrétionnaire globale pour sa part est scindée ici en deux sous-composantes:

1° la composante dite « de base » [2a] directement liée à la base macro-économique imposable bim via son coefficient (légèrement infra-uni-taire) ainsi que l’impact de la constante,

2° une composante complémentaire « mixte » essentiellement consti-tuée a) de l’impact estimé du cycle bénéficiaire (38), b) après 1995 de celui de la variable fiscale et c) de la partie résiduelle (1/3) imputée de l’impact des variables dums et de l’écart d’estimation de l’isoc.

▸ Cette distinction permet de bien isoler l’effet de base « pure », directement lié à ce que l’on peut appeler des « effets de composition ou de structures » macro-économiques, par rapport à des incidences non-discrétionnaires plus spécifiques et complexes tentant de capter indirectement cer-tains liens difficiles à identifier entre base fiscale intermédiaire et base macro-économique en amont.

38 Via l’effet clairement contra-cyclique du taux d’imposition non-discrétionnaire, celui-ci augmentant en cas de cycle bénéficiaire baissier et baissant inversement en cas de cycle haussier.

130


-2,4%-2,0%-1,6%-1,2%-0,8%-0,4%0,0%0,4%0,8%1,2%1,6%2,0%2,4%

70-7

6

76-8

1

81-8

8

88-9

2

92-9

8

98-0

3

03-0

9

70-8

1

81-9

2

92-0

1

01-0

9

En %

du

PIB

Discrét. Tot. (3)=(1-2) Non-Discrét. 'Autres' (2b)Non-Discrét. 'Base 'pure' (2a) ISOC Effectif (1)Non-Discrét. "Tot." (2)

Graphique 36: Evolutions effectives de l’ISoC et principaux déterminants

-0,9%

-0,6%

-0,3%

0,0%

0,3%

0,6%

0,9%

1,2%

1,5%

1,8%

1970

-74

1974

-78

1978

-81

1981

-85

1985

-88

1988

-92

1992

-97

1997

-01

2001

-05

2005

-09

En %

du

PIB

Discrét. Tot. (3)=(1-2) Non-Discrét. 'Autres' (2b)Non-Discrét. "base" (2a) Effectif (1)Non-Discrét. "Tot." (2)

Graphique 37: Evolutions effectives de l’ISoC et principaux déterminants

131


9 Abréviations

AM Amortissements (ou Consommation de capital fixe)

BE Budget économique

BFP Bureau fédéral du Plan

BI Base imposable

BIM Base imposable macro-économique

CKF Consommation de capital fixe

Dn Dividendes nets reçus (perçus moins versés)

DUM Variable « dummy » (prenant une valeur « 1 » lorsqu’une condi-tion est remplie et « 0 » dans le cas contraire)

DW Durbin-Watson (test statistique d’auto-corrélation)

EBE Excédent brut d’exploitation = ENE + AM

ENE Excédent net d’exploitation

FISC (Variable) Fiscale

ICN Institut des Comptes nationaux

IDI Indicateur (cumulé) d’impulsions discrétionnaires

In Intérêts nets reçus (perçus moins versés)

ISC Impôt des sociétés à législation constante

ISoC Impôt des Sociétés

ND Non-discrétionnaire

oLo obligations linéaires

PIB Produit intérieur brut

PNB Produit national brut

PRoF Profitabilité

RDT Revenus définitivement taxés

132


RFN Résultats fiscaux négatifs

RN Revenu national

RP Revenus primaires

RPA Reports de pertes antérieures

SED Service d’Etudes et de Documentation

SIFIMs Services d’intermédiation financière indirectement mesurés

SPF Service public fédéral

SQS Sociétés et Quasi-Sociétés

SQS-FIN sqs financières

SQS-NF sqs non financières

STR (Variable) Structurelle

TISoC Taux (implicite) d’impôt des Sociétés

VAN Valeur ajoutée nette = VAB - AM

133


10 Bibliographie

F. DENIL (2007), « Prélèvements obligatoires sur la période 1985-2005: effets de structures et orientations discrétionnaires », Bulletin de Documentation du spf Finances (BDSF), 4ème trimestre, n°4.

R. SAVAGE (2000), « Recettes publiques belges 1960-1999 et déterminants: ef-fets ‘de structure’ et impulsions discrétionnaires de politique fiscale », BDSF, janvier 2000, n°1.

C. SCHMIDT-FABER, « An implicit tax rate for non-financial corporations: Definition and comparison with other tax indicators », European Commission, Taxation Papers, Working paper n° 5/2004, p. 19.

C. VALENDUC et Th. LENoIR (2006), « Révision de la méthode macro-écono-mique d’estimation des recettes fiscales », Bulletin de Documentation du spf Finances (BDSF), 66ème année n°1, 1er trimestre 2006.

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