Deuxième congrès La Wallonie au Futur 1991 - Le Défi de l'Education

Description d'un modèle d'analyse prospective
de la situation budgétaire en Communauté française
(secteur enseignement) (2/4)

Muriel Bouchet
Assistante au Groupe d'Economie wallonne, Faculté des Sciences économiques et sociales, FUNDP

Jean-Charles Jacquemin
Professeur à la Faculté des Sciences économiques et sociales, FUNDP

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2.2. Hypothèses adoptées

Les symboles utilisés renvoient aux graphes 1 et 2.

(A°) Tout comme DEMOG, DEMOS opère par "glissement" à partir des classes d'âge existantes pour déterminer l'évolution de la population et de sa structure d'âge sur l'horizon 1989-1999, en ajustant le résultat ainsi obtenu au moyen des tables de mortalité. A titre d'illustration, considérons l'évaluation du nombre d'enfants de 18 ans en 1996. Les données de juin 1989 dont nous disposons (8) indiquent que la Wallonie (9) compte, à cette date, 39.710 enfants de 11 ans. Par ailleurs la table de mortalité de l'INS (10), élaborée sur base de données de la période 1979-1982, nous apprend que pour 100.000 naissances, il subsiste 98.384 personnes à l'âge de 11 ans, et 98.100 à 18 ans. Munis de ces chiffres, nous pouvons aisément déterminer le nombre d'enfants de 18 ans en 1996 : il est égal à : (98.100/98.384) x 39.710 = 39.595 unités. Ce calcul est répété pour l'ensemble des années 1989 à 1999, et couvre toutes les classes d'âge, jusqu'à 24 ans.

Mais pour être en mesure d'appréhender l'évolution de la population de 0 à 24 ans nous devons également connaître les taux de natalité 1989-1999. Ceux-ci sont évalués sur base des taux observés en 1989 et de l'évolution prévue (toujours par glissements ajustés pour la mortalité) de la population au sein des classes d'âge "génératrices", dont le taux de contribution à la natalité est systématiquement calculé. Remarquons que cette spécification ignore toute une série de facteurs sociologiques ou économiques susceptibles d'influencer le taux de natalité (la fréquence des divorces, l'évolution du degré de confort dont jouissent les ménages, le développement des techniques contraceptives,...).

Il importe également de noter que nos évaluations, si elles prennent en compte l'ensemble de la population résidente (étrangers compris), n'en supposent pas moins que le solde migratoire sera nul de 1989 à 1999. En regard des événements d'Europe centrale, notamment, cette hypothèse paraît particulièrement hardie, ce qui explique qu'un effort sera accompli pour intégrer ce facteur à l'analyse et pour déterminer la structure d'âge "moyenne" (11) des immigrants, ainsi que des émigrants.

(B°) Les taux de fréquentation scolaire sont issus de la simple division de la population scolaire effective (ventilée en fonction du niveau) par le nombre d'enfants correspondant à la classe d'âge concernée. En conséquence, ce ratio rend compte du taux de scolarisation, mais également d'un "taux de doublement" qui est d'autant plus élevé que les doublements sont rares pour le niveau d'enseignement situé en amont du niveau considéré, et fréquents pour ce dernier. Nous supposons que ce taux de retard scolaire est structurellement stable, ce qui implique que le ratio de fréquentation est supposé refléter l'évolution du seul taux de scolarisation dont on peut affirmer sans grand risque d'erreur qu'il est essentiellement influencé par des "facteurs lourds" opérant de façon relativement stable à travers le temps (Cfr. l'hypothèse (C°) ).

(C°) Le "trend" dont il est question au graphe 2 est un simple facteur d'adaptation du taux de fréquentation observé en 1989. Il opère sur la période 1989-1999 (dont les taux de fréquentation sont de la sorte estimés) et est déterminé à partir du taux annuel d'accroissement observé entre 1980 et 1989 qui est à son tour fréquemment tempéré, non sans une certaine "brutalité" à l'occasion. C'est notamment le cas lorsque l'absence de contrainte au simple prolongement de la tendance passée aboutit à l'apparition de taux de fréquentation manifestement excessifs au terme de la période transitoire. Dans ce cas, nous imposons une règle de convergence graduelle vers un plafond déterminé au préalable (1,16142 en 1999 dans le secondaire, par exemple) (12).

(D°) Pour rendre compte d'un éventuel "effet de retard" dans l'adaptation du nombre d'enseignants aux variations de la population scolaire, nous avons employé une méthode relativement complexe qui est fondée sur le choix préalable de la forme de la fonction de retard. Cette sélection est bien entendu réalisée sur base du comportement passé (1984-1989) des variables concernées. Pour chaque niveau d'enseignement, cette démarche nous livre la valeur des paramètres inclus dans la forme générale de la fonction. Il s'agit essentiellement d'un paramètre qui régit la pondération relative des années de retard, et de celui qui exprime l'ampleur totale (c'est-à-dire observée sur le long terme, et non dans l'immédiate foulée du "choc") de l'ajustement du nombre d'enseignants suite à une variation d'1 % des effectifs étudiants.

Notre méthode d'estimation du nombre d'enseignants à partir des fonctions repose sur le postulat qu'à l'intérieur de chaque niveau, la fonction qui relie la population scolaire et le nombre de charges est stable, et sur l'hypothèse selon laquelle les révisions discrétionnaires passées en matière de normes d'encadrement (qui conditionnent la configuration estimée des relations de retard) seront relayées par des mesures similaires entre 1989 et 1999, dont l'incidence sur l'emploi sera identique à ce qu'elle fut de 1984 à 1989. La prévision 1989-1999 relative aux effectifs enseignants ne signifie donc nullement que les autorités vont verser dans l'attentisme durant cette période, comme on pourrait le supposer à première vue.

(E°) La problématique du lien entre le nombre d'étudiants et les effectifs enseignants a été abordée à deux reprises dans ce modèle. L'estimation de fonctions stables à partir d'éléments passés (Cfr. le groupe d'hypothèses (D°) supra) constitue une première étape dans la démarche générale visant à préciser la configuration future du lien.

Rappelons une fois de plus, car c'est primordial, qu'en raison de notre méthode d'estimation l'évolution prévue des effectifs enseignants futurs intègre l'incidence de politiques volontaristes (à venir) en matière d'encadrement, qui présenteront la particularité d'être semblables, en terme de retombées sur l'emploi, à celles qui furent adoptées entre 1984 et 1989 (or on peut difficilement nier que ces années furent marquées du sceau de l'austérité).

La seconde étape est issue de la volonté de permettre à un éventuel utilisateur du modèle d'associer une impulsion additionnelle (13) en matière de normes d'encadrement aux fonctions préalablement décrites, afin de rendre compte d'un surcroît d'austérité dans les prochaines années (ou, le cas échéant, d'une politique plus généreuse).

Cette faculté d'inflexion exogène des taux d'encadrement a été introduite dans le modèle sous la forme de "coefficients multiplicatifs" qui, appliqués au nombre de professeurs dérivant de la seule confrontation de la population scolaire aux variations passées de l'emploi enseignant, permettent d'amender cette évolution future calculée en première instance et de calculer les nouveaux ratios d'encadrement (14), par la même occasion.

(F°) Dans la foulée du récent conclave gouvernemental, nous avons décidé d'intégrer au modèle l'incidence du transfert intégral de la redevance radio-télévision à partir de 1993 (15). En outre, une nouvelle exogène, qui apparaît dans le modèle sous la forme d'un taux d'additionnel à l'IPP modifiable à loisir, a été introduite pour rendre compte du pouvoir fiscal que le gouvernement a concédé aux communautés en matière d'impôt sur les personnes physiques.

Le rendement additionnel enregistré par la Communauté française au titre de la redevance radio-télévision a été calculé sur la base d'une estimation de l'évolution future du nombre de téléviseurs (appareils classiques et en couleur confondus) telle qu'elle se dégage d'une régression effectuée selon la méthode des moindres carrés (16). Les recettes supplémentaires procurées par l'instauration de la ristourne intégrale sont évaluées à partir du montant moyen (par appareil et exprimé en francs) de la redevance pour l'année de base 1990, que l'utilisateur du modèle peut soumettre à une indexation sur le niveau des prix observé au cours des années ultérieures.

Il importe encore de signaler que le niveau bruxellois de la redevance moyenne sera égal à 80 % de la redevance imposée à chaque utilisateur wallon plus 20 % de la variable flamande correspondante. En outre, 80 % des recettes totales perçues à Bruxelles au titre de la redevance sont transférées à notre communauté, et le solde à l'entité flamande.

Ce mécanisme implique que toute hausse de la redevance flamande va se traduire par des recettes supplémentaires pour la Communauté française elle-même. C'est à la lumière de ce phénomène d'externalité que le lecteur devra interpréter certains résultats de la dernière simulation figurant dans cet article, qui permet notamment de cerner l'impact budgétaire du transfert intégral de la redevance.

Dans un souci de symétrie, on peut considérer que les additionnels à l'IPP seront soumis au même principe de répartition ce qui signifie qu'un additionnel d'1 % imposé en Communauté française ne se traduira, pour cette dernière, que par un surcroît de recettes "bruxelloises" égal à (0,64 (17) x 1 % x le montant des recettes I.P.P. perçues à Bruxelles).

Partie III. Illustration du fonctionnement du modèle au moyen de simulations descriptives élémentaires

Avant de passer à l'examen de simulations de nature normative, nous allons décrire deux expériences de simulation plus élémentaires dans leur conception. La sélection des exogènes sur lesquelles reposent les simulations a été guidée par la volonté d'insister sur les variables généralement perçues comme étant déterminantes pour l'avenir de l'enseignement francophone.

3.1. La simulation de référence

Cette simulation a été opérée en insufflant dans les exogènes les valeurs futures les plus plausibles. L'évolution induite de variables-résultats comme le niveau de la dette ou les soldes nets à financer semblent au demeurant tout à fait réalistes. Cette constatation nous a incités à publier ces endogènes, malgré le fait que le modèle s'accommoderait en effet fort bien d'une reformulation de certaines hypothèses (pensons par exemple à celle qui postule l'absence d'immigration nette dans les prochaines années, qui est déjà démentie par les faits (18)). Par ailleurs, la robustesse des résultats sera mieux assurée après une vérification et surtout une actualisation généralisée des données statistiques utilisées (c'est spécialement nécessaire en ce qui concerne les variations passées du nombre d'enseignants, qui servent de base à l'estimation des "fonctions de retard"). Enfin, il serait préférable qu'une confrontation plus systématique entre les soldes dégagés par la simulation d'une part, et la réalité budgétaire effective (observée de 1989 à 1991) d'autre part, soit effectuée.

Le compte rendu de cette simulation de référence comprendra trois types de renseignements : tout d'abord les exogènes adoptées, et ensuite l'évolution de variables intermédiaires aussi cruciales que le nombre de professeurs ou d'étudiants, et enfin les résultats budgétaires induits.
 

Les Exogènes

Tableau 1: Les hypothèses macro

Le taux de croissance du produit régional brut (en %)

Impôt des personnes physiques

Tableau 2 :Evolution du nombre de naissances vivantes dans les trois régions
(en unités et en pourcentage du total national)

Tableau 3 : Taux de variation des traitements enseignants
Montant de base 1990 (en FB par an - traitement brut)

Tableau 4 : Encadrement (composante exogène)
Coefficients multiplicateurs du nombre d'enseignants

Tableau 5 : Variation réelle (au delà de l'inflation) des crédits aux universités
(par étudiant) et descrédits aux "autres dépenses en matière d'enseignement"
Base 1989 (FB par étudiant pour les universités, Mia. de FB")

Notes

(8) Donnée de l'INS ("études démographiques").
(9) Les chiffres relatifs à l'ensemble de la Communauté française résultent de l'ajout, aux données wallonnes, de 80 % des chiffres bruxellois correspondants. A propos des 80 % retenus, notons que cette part apparaît à travers la totalité du dispositif de la LSF lorsqu'il s'agit d'effectuer un "tri" entre les montants francophones et néerlandophones à Bruxelles-capitale.
(10) Cfr. l'Annuaire statistique de la Belgique, tome 109 (1989), INS , page 70.
(11) C'est-à-dire calculée sur la période 1989-1999. A défaut de mieux, elle sera estimée à partir de la structure observée ces dernières années.
(12) Où il importait de tenir compte de l'effet de l'obligation scolaire portée de 14 à 18 ans.
(13) C'est-à-dire intervenant en sus des comportements volontaristes et vraisemblablement restrictifs qui sont intégrés dans les paramètres de ces fonctions.
(14) Définis comme le rapport entre la population scolaire du niveau i et le nombre d'enseignants employés au sein de ce même niveau.
(15) Tandis que la part transférée se montera probablement à 95 % en 1992.
(16) La régression la plus satisfaisante, tant du point de vue de la qualité d'ajustement qu'en ce qui concerne l'autocorrélation de premier ordre des résidus, est celle qui associe la dépendante "nombre de téléviseurs" à la même variable soumise à un rang de retard (une année) et à une deuxième indépendante qui rend compte du niveau de "bien-être". Il s'agit en l'occurrence du PNB national exprimé en valeur constante. Cette dernière variable figurant parmi les exogènes du modèle, l'étape suivante, à savoir la projection du nombre de téléviseurs, est un jeu d'enfant. Un avantage additionnel est le caractère endogène de l'estimation, qui est ajustée en fonction du taux de croissance sélectionné. Notons que notre régression concerne l'ensemble du pays. Nous sommes dès lors amenés à supposer que les relations estimées sont identiques dans les deux Communautés.
(17) = 0,8 x 0,8.
(18) Cfr. les données démographiques relatives aux huit premiers mois de cette année, publiées par l'INS.

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