# Consommation et patrimoine des ménages : au-delà du débat macroéconomique...

Luc Arrondel, Pierre Lamarche, Frédérique Savignac

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Luc Arrondel, Pierre Lamarche, Frédérique Savignac. Consommation et patrimoine des ménages : au-delà du débat macroéconomique.... Economie et Statistique / Economics and Statistics, 2014, 472-473, pp.21-48. hal-05525333

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# Consommation et patrimoine des ménages : au-delà du débat macroéconomique...

Luc Arrondel *, Pierre Lamarche ** et Frédérique Savignac ***

L'impact de la valeur du patrimoine sur la consommation des ménages est en général étudié au niveau macroéconomique. L'analyse de cet effet richesse est particulièrement importante pour la politique économique dans le contexte récent de forte valorisation des actifs. Sur données agrégées, les estimations pour la France montrent qu'un euro de patrimoine supplémentaire entrainerait une augmentation de la consommation de 0,8 centime à 1 centime d'euro, cet effet s'avérant plus important pour le patrimoine financier que pour l'immobilier.

Notre étude utilise les données de l'enquête *Patrimoine* 2010 pour évaluer ce même lien à partir de données individuelles. Elle s'appuie sur les différences de composition et de niveau de patrimoine pour identifier des hétérogénéités dans le comportement de consommation.

Les résultats confirment que la propension marginale à consommer la richesse est globalement faible, de 0,5 centime d'euro par euro de richesse supplémentaire. Elle dépend cependant de la nature des actifs et présente de fortes non-linéarités le long de l'échelle des patrimoines. Ainsi, la propension marginale à consommer la richesse financière est de plus de 11 centimes par euro de richesse additionnelle pour les ménages dont le patrimoine net est inférieur à la médiane, alors qu'elle est nulle pour les ménages du décile le plus riche. Cet effet richesse est nettement moins élevé pour la résidence principale : 1,1 centime pour les patrimoines nets inférieurs à la médiane et 0,7 centime pour le décile le plus riche. Compte tenu de la concentration des patrimoines, l'effet richesse moyen reflète principalement le comportement des ménages les plus riches. Mais l'effet plus marqué qu'on observe pour les ménages moins aisés est un résultat à prendre en compte par les politiques monétaires et fiscales. Ces politiques n'auront pas le même impact sur la demande et la croissance selon les catégories d'actifs et les catégories de ménages qu'elles affecteront le plus.

Rappel :

Les jugements et
opinions exprimés
par les auteurs
n'engagent qu'eux
mêmes, et non les
institutions auxquelles
ils appartiennent, ni
a fortiori l'Insee.

<footnote>* CNRS-Paris School of Economics et Banque de France.</footnote>

<footnote>** Banque Centrale Européenne. Au moment de la rédaction de l'article, l'auteur travaillait à la Direction des Statistiques Démographiques et Sociales de l'Insee.</footnote>

<footnote>*** Banque de France.</footnote>

<footnote>Remerciements : Les auteurs remercient chaleureusement Kévin Tracol pour sa contribution à la version préliminaire de l'étude. Celle-ci a également bénéficié des commentaires de Valérie Chauvin, Thomas Crossley, Tullio Jappelli, Bertrand Garbinti, Thierry Kamionka, Claire Labonne, Hervé Le Bihan, Henri Fraisse, Jirka Slacalek, Henri Sterdyniak et des participants à la conférence Households' Saving and Portfolio Choices organisée par la Banque de France en 2011, du séminaire de recherche du réseau Household Finance and Consumption de l'Eurosystème, des séminaires DSDS et DESE et du groupe d'exploitation de l'enquête Patrimoine mis en place par l'Insee. Les remarques de deux rapporteurs anonymes ont permis d'améliorer le texte initial. Ce travail reflète les idées personnelles de leurs auteurs et n'exprime pas nécessairement la position de la Banque de France ni celle de la Banque Centrale Européenne.</footnote>
Les débats macroéconomiques des années cinquante sur la fonction de consommation et leurs implications en matière de croissance figurent dans tous les manuels d'économie. Critiquant la théorie keynésienne reliant les dépenses des ménages à leur seul revenu courant, Friedman (1957) d'un côté, Modigliani et ses co-auteurs de l'autre (Modigliani et Brumberg, 1954 ; Ando et Modigliani, 1963), proposèrent presque simultanément deux cadres d'analyse pour rendre compte de comportements qui ne sont plus « myopes » mais prévoyants, avec des ménages planifiant leur consommation à long terme. La variable clé pour expliquer la consommation des agents économiques cesse d'être le revenu courant. Elle est remplacée par le revenu permanent chez l'économiste de Chicago, et par les ressources globales, revenus (présent et futurs) et patrimoine, chez le père de la théorie du cycle de vie.

En introduisant simultanément le revenu (du travail) et le patrimoine dans l'équation de consommation des modèles macro-économétriques, on est amené à estimer non seulement une propension marginale des ménages à consommer leur revenu mais également une *propension marginale à consommer leur richesse* (Modigliani, 1975). En effet, dans le modèle de Modigliani, l'accumulation patrimoniale permet de lisser ses dépenses sur le cycle de vie (*consumption smoothing*), pour notamment financer la consommation de sa retraite. Dans ce contexte, des variations *non anticipées* de richesse auront des répercussions sur la consommation, et ce d'autant plus importantes que les variations seront permanentes plutôt que transitoires.

Les estimations sur données macroéconomiques de cet effet de richesse sur la consommation sont légion. Aux États-Unis ces travaux concluent à une propension marginale à consommer la richesse de l'ordre de 5 cents pour un dollar de patrimoine supplémentaire (cf. par exemple Muellbauer, 2010, Carroll *et al.*, 2011, Aron *et al.*, 2012). Les travaux sur données françaises suggèrent des effets richesse d'une ampleur plus limitée : un accroissement du patrimoine des ménages de 1 euro se traduit par une consommation annuelle supplémentaire de l'ordre de 0,8 centime à 1 centime d'euro (cf. par exemple Chauvin et Damette, 2010, Slacalek, 2009).

Ces estimations sur données macroéconomiques ont cependant fait l'objet de plusieurs critiques d'ordre technique liées principalement aux hétérogénéités de comportements des ménages. Elles reposent en particulier sur

l'hypothèse d'un agent représentatif (Cooper et Dynan, 2014).

Les travaux sur données individuelles qui exploitent des enquêtes sur la consommation appariées avec des données de prix ou des enquêtes centrées sur le patrimoine des ménages incluant des informations sur leur consommation visent à répondre à ces critiques (voir plus loin pour une recension de ces travaux). En particulier, les enquêtes sur le patrimoine en coupe instantanée disposant de données sur la consommation permettent de mesurer l'effet du patrimoine sur les dépenses en estimant, toutes choses égale par ailleurs (mêmes âge, préférences et revenu permanent) la propension marginale à consommer la richesse, comme cela a déjà été mis en œuvre par Bover (2005) et Paiella (2007) respectivement sur données espagnoles et italiennes. L'estimation de la propension marginale à consommer la richesse repose sur le principe que deux individus ne se différenciant que par leur niveau de richesse n'auront pas les mêmes dépenses de consommation : une fois l'hétérogénéité des individus liée à la fois aux préférences, au revenu permanent et à l'âge prise en compte, l'effet des écarts résiduels de richesse sur les comportements de consommation peut s'interpréter comme celui de gains involontaires et non anticipés.

En s'appuyant sur les données de l'enquête *Patrimoine* 2010, cet article suit cette voie et propose des estimations microéconomiques de la propension marginale à consommer la richesse qui sont les premières de ce type sur données françaises. En effet, outre les informations détaillées sur le patrimoine des ménages, cette enquête recense des informations quantitatives sur la consommation qui, appariées à l'enquête *Budget de Famille*, permettent d'en obtenir une mesure fiable. Mais cette enquête nous permet d'aller plus loin dans l'analyse de la consommation en différenciant les comportements des ménages selon leur position dans l'échelle des patrimoines et la composition de leur richesse.

Les patrimoines des ménages sont en effet très fortement concentrés dans le haut de la distribution puisque les ménages du dernier décile de patrimoine net détiennent 48% de l'ensemble des actifs des ménages (cf. tableau 1). De plus, la composition de ces patrimoines varie avec le niveau de richesse. Il faut attendre le décile supérieur pour observer des patrimoines diversifiés où la part du logement principal représente moins de la moitié de l'ensemble des
actifs du ménage. Dans le centile supérieur, on constate d'ailleurs que la fortune est détenue en quatre parts plus ou moins identiques entre les quatre types d'actifs envisagés. En dessous de la médiane, mis à part quelques propriétaires, la richesse est surtout constituée de placements financiers et des autres actifs (en particulier biens mobiliers, biens durables, matériel professionnel, etc.).

La première partie de l'article est consacrée à un court rappel théorique pour poser les fondements de notre analyse empirique. On propose ensuite un tour d'horizon de la littérature empirique ayant cherché à mesurer les effets richesse, et plus particulièrement à partir de données individuelles. Nous détaillons ensuite la procédure d'imputation de la consommation des ménages dans l'enquête *Patrimoine* à partir de l'enquête *Budget de Famille* avant de procéder à l'estimation de la propension marginale à consommer la richesse. Plusieurs spécifications sont analysées. *In fine*, notre modèle empirique tient compte de la place des ménages dans la hiérarchie des patrimoines et de leur composition.

## Quel lien entre consommation et richesse ?

Le lien entre consommation et richesse trouve son origine dans les travaux de Modigliani dans les années 50. Ce cadre théorique a connu de nombreuses extensions par la suite.

## Les origines

Selon l'hypothèse du cycle de vie (Modigliani et Brumberg, 1954), l'accumulation du patrimoine est le moyen pour les individus de transférer du pouvoir d'achat dans le temps (consommation différée) et ainsi de lisser leur consommation sur l'ensemble de leur vie. La version de base de ce modèle suppose un monde certain et parfait, un seul actif patrimonial ainsi que l'homothétie des préférences individuelles. Dans ce cadre, la *propension marginale à consommer la richesse* est une simple fonction de la durée de vie (T), du taux d'intérêt (r), de la préférence pour le présent (δ) et du paramètre de la fonction d'utilité traduisant les préférences de consommation (u). La consommation présente d'un individu d'âge *a* est de la forme (cf. Masson, 1988) :

$$C_a = k(r; T - a, \delta, u)[E_a + W_a] \quad (1)$$

où $W_a$ désigne le niveau de patrimoine détenu à l'âge *a*, $E_a$ la valeur de son capital humain correspondant à la somme actualisée (à l'âge *a*) de ses revenus du travail, présents et futurs. La consommation présente est proportionnelle à la richesse *totale* de l'individu, humaine et non humaine, proportionnalité traduisant le fait que l'épargne n'est pas un bien de luxe.

Pour illustrer leur modèle, Modigliani et Brumberg (1954) prennent le cas le plus simple où le ménage consomme la totalité de ses revenus de cycle de vie (considérés constants jusqu'à la retraite), avec $r = \delta = 0$ et une fonction d'utilité logarithmique. La consommation est

<table><caption>Tableau 1
Concentration et hétérogénéité des patrimoines des ménages selon le niveau de richesse</caption><thead><tr><th rowspan="2">Percentiles de patrimoine net</th><th rowspan="2">Patrimoine brut moyen (en euros)</th><th rowspan="2">Patrimoine net moyen (en euros)</th><th rowspan="2">Part du patrimoine brut détenue (en %)</th><th colspan="5">Actifs et endettement rapportés au patrimoine brut (ratios moyens)</th></tr><tr><th>Patrimoine Financier</th><th>Logement principal</th><th>Autres immobiliers (hors professionnel)</th><th>Autres actifs</th><th>Dettes</th></tr></thead><tbody><tr><td>0-25</td><td>9 700</td><td>-700</td><td>0,5</td><td>0,61</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>0,39</td><td>0,15</td></tr><tr><td>25-50</td><td>76 100</td><td>49 400</td><td>6,5</td><td>0,34</td><td>0,36</td><td>0,05</td><td>0,25</td><td>0,13</td></tr><tr><td>50-70</td><td>208 500</td><td>174 400</td><td>16,1</td><td>0,16</td><td>0,66</td><td>0,05</td><td>0,13</td><td>0,16</td></tr><tr><td>70-90</td><td>370 800</td><td>340 200</td><td>28,9</td><td>0,15</td><td>0,6</td><td>0,09</td><td>0,16</td><td>0,12</td></tr><tr><td>90-99</td><td>876 200</td><td>812 600</td><td>30,8</td><td>0,17</td><td>0,44</td><td>0,22</td><td>0,17</td><td>0,1</td></tr><tr><td>99-100</td><td>4 486 200</td><td>4 256 200</td><td>17,2</td><td>0,26</td><td>0,22</td><td>0,26</td><td>0,27</td><td>0,07</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td>259 000</td><td>229 300</td><td>100,0</td><td>0,20</td><td>0,48</td><td>0,14</td><td>0,18</td><td>0,12</td></tr></tbody></table>

Lecture : en moyenne, le patrimoine net (resp. brut) des ménages situés dans la deuxième quartile de la distribution des patrimoines nets est de 49 400 euros (resp. 76 100 euros). Ces ménages détiennent 6,5 % de l'ensemble du patrimoine brut des ménages. En moyenne, les actifs de ces ménages sont composés à 34 % d'actifs financiers, 36 % par la valeur de la résidence principale, à 5 % d'autres actifs immobiliers et à 25 % d'autres actifs (biens mobiliers, biens durables). Cf. encadré 4 pour la définition précise des catégories d'actifs. Les dettes (capital restant dû) représentent 13 % de la valeur des actifs de ces ménages.

Champ : ensemble de la population.

Source : enquête Patrimoine 2010, Insee.
alors constante dans le temps, égale au revenu permanent, simple moyenne temporelle des revenus. À l'âge *a*, le montant de la consommation s'écrit :

$$C_a = 1/(T-a)[E_a + W_a] \quad (1)'$$

Dans ce cas très simple, la propension marginale à consommer la richesse (ou effet richesse) correspond simplement à l'inverse de l'horizon décisionnel du ménage.

Théoriquement, tout changement anticipé de la valeur des actifs est déjà intégré dans les comportements de consommation. Par contre, un choc non anticipé modifiant la valeur de la richesse aura des répercussions sur les comportements de consommation fonction de la valeur de *k*. L'ampleur de cet effet dépendra encore de la nature du choc, transitoire ou permanente : des variations transitoires de prix auront moins d'impact sur les dépenses du ménage.

## Les extensions

Dans ce modèle de base, le lissage de la consommation sur le cycle de vie (par prévoyance) constitue la seule motivation pour l'épargne. D'autres motifs peuvent être envisagés : la précaution pour se prémunir contre les aléas futurs (du revenu, de la durée de vie, etc.) et la transmission du patrimoine aux générations futures. Ces motifs sont tous deux susceptibles d'amoindrir la propension marginale à consommer la richesse (Poterba, 2000).

De plus, les motifs de précaution et de transmission ont des effets différenciés selon le niveau de richesse des individus. En effet Carroll et Kimball (1996) ont montré que si la « prudence » du ménage est décroissante avec ses ressources (le besoin de précaution étant alors moindre pour les plus aisés), la fonction de consommation est concave avec le niveau du patrimoine<fnref n="1" />. Concernant le motif de transmission, Menchik et David (1983) ont établi que le legs est un bien de luxe, c'est à dire que son montant varie plus que proportionnellement avec le niveau de richesse. Les motifs de précaution et de transmission sont ainsi susceptibles d'induire une propension marginale à consommer la richesse plus faible pour les individus situés en haut de la distribution des patrimoines (Dynan et al., 2004).

Par ailleurs, l'existence de contraintes d'endettement empêchant d'ajuster librement le profil

de consommation au profil de revenus est également susceptible d'influencer le comportement de consommation des ménages contraints selon leur situation :

- les ménages fortement contraints épargnent peu et détiennent un patrimoine uniquement pour des motifs de précaution. Comme ils désirent consommer plus que leurs revenus, la propension marginale à consommer un gain non anticipé (windfall gain) devrait être proche de l'unité ;

- les ménages contraints qui désirent accéder à la propriété doivent se constituer un apport personnel par l'épargne (besoin de liquidité). Une hausse des prix immobiliers rendra leur accès au marché du crédit plus difficile et les incite à épargner davantage. Leur propension marginale à consommer la richesse sera donc plus faible.

## Quelles valeurs pour la propension marginale à consommer la richesse ?

À ce stade, il peut être utile pour l'analyse empirique envisagée de cerner les valeurs possibles de cet effet richesse en fonction des différentes hypothèses retenues. Cet exercice de simulation a été réalisé par Altissimo et al. (2005). À partir de différents scénarii (taux d'intérêt, durée de l'horizon décisionnel, préférences de l'épargnant vis-à-vis du risque et du temps, incertitude sur les revenus futurs, etc.), ils évaluent des valeurs admissibles pour la propension à consommer la richesse selon l'hypothèse du cycle de vie qui varient de 3 à 10 centimes pour 1 euro de richesse supplémentaire<fnref n="2" />. Mais ces valeurs « théoriques » sont encore susceptibles d'être influencées par d'autres facteurs tels que la nature des chocs de richesse ou encore le type d'actifs détenus.

## Brève revue de la littérature empirique

Si l'évolution récente des patrimoines et de la consommation ne semblent pas, à première vue, indiquer de lien particulier (cf. encadré 1

<footnote n="1">1. La prudence de l'épargnant est définie à partir des dérivées troisième et seconde de son utilité instantanée (– u''/u''). Si elle est positive (u'' > 0), alors l'individu épargnera davantage par précaution s'il est confronté à un risque exogène.</footnote>

<footnote n="2">2. Si, comme dans le modèle keynésien, le ménage est myope, la propension marginale à consommer des ressources supplémentaires sera beaucoup plus élevée (proche de l'unité). C'est le phénomène qualifié d'« excess volatility » (Deaton, 1992).</footnote>
## Encadré 1

# ÉPARGNE ET PATRIMOINE EN FRANCE DEPUIS 15 ANS

Les années récentes ont marqué profondément le patrimoine des ménages en France, comme l'illustre le tableau ci-dessous à partir des données de la comptabilité nationale. Mais, alors que le patrimoine des ménages a fortement augmenté en raison principalement de la hausse des prix immobiliers, il semble que les ménages n'aient pas modifié sensiblement leurs

comportements d'épargne. N'y aurait-il donc pas d'effet richesse en France, les ménages n'étant pas sensibles à la valorisation des actifs ? La réponse à cette question n'est pas immédiate. En fait, les données macroéconomiques cachent de nombreux comportements que seules des enquêtes individuelles, comme celles que nous utilisons dans cet article, peuvent éclairer.

## Tableau

### Évolutions des ratios de patrimoine sur revenu et du taux d'endettement des ménages entre 1996 et 2010

<table><thead><tr><th></th><th>1996</th><th>1997</th><th>1998</th><th>1999</th><th>2000</th><th>2001</th><th>2002</th><th>2003</th><th>2004</th><th>2005</th><th>2006</th><th>2007</th><th>2008</th><th>2009</th><th>2010</th></tr></thead><tbody><tr><td>Rapport Patrimoine net/Revenu</td><td>4,7</td><td>4,8</td><td>5,0</td><td>5,4</td><td>5,7</td><td>5,6</td><td>5,7</td><td>6,1</td><td>6,8</td><td>7,3</td><td>7,9</td><td>8,0</td><td>7,4</td><td>7,1</td><td>7,6</td></tr><tr><td>Rapport Patrimoine financier/revenu</td><td>2,4</td><td>2,5</td><td>2,6</td><td>2,9</td><td>2,9</td><td>2,7</td><td>2,6</td><td>2,6</td><td>2,8</td><td>2,9</td><td>3,1</td><td>3,1</td><td>2,8</td><td>2,9</td><td>3,0</td></tr><tr><td>Rapport Patrimoine Immobilier/revenu</td><td>3,0</td><td>3,0</td><td>3,0</td><td>3,2</td><td>3,5</td><td>3,6</td><td>3,8</td><td>4,2</td><td>4,8</td><td>5,3</td><td>5,7</td><td>5,8</td><td>5,5</td><td>5,2</td><td>5,5</td></tr><tr><td>Rapport Patrimoine endettement/revenu</td><td>0,6</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,8</td><td>0,8</td><td>0,9</td><td>0,9</td><td>0,9</td><td>0,9</td><td>1,0</td></tr><tr><td>Taux d'épargne global</td><td>14,8</td><td>15,8</td><td>15,2</td><td>14,6</td><td>14,4</td><td>15,0</td><td>16,3</td><td>15,3</td><td>15,7</td><td>14,7</td><td>14,9</td><td>15,4</td><td>15,5</td><td>16,4</td><td>15,9</td></tr><tr><td>Taux d'épargne financier</td><td>6,1</td><td>7,3</td><td>6,6</td><td>5,8</td><td>6,1</td><td>6,3</td><td>7,6</td><td>6,2</td><td>6,1</td><td>4,9</td><td>4,9</td><td>5,0</td><td>5,0</td><td>7,4</td><td>7,0</td></tr></tbody></table>

Lecture : le revenu considéré est le revenu brut disponible.

Source : Comptabilité nationale.

Alors que le revenu a connu une évolution continue et modérée entre 1996 et 2010 (+3,7 % en moyenne annuelle), le patrimoine des Français a augmenté parallèlement de 165 %, accroissant sa valeur de près de 7 000 milliards d'euros. Les ménages ont vu ainsi leurs avoirs augmenter de près de 215 000 euros en moyenne. En conséquence, le rapport patrimoine net/revenu disponible est passé de 4,7 en 1996 à 8,0 en 2007. Cet enrichissement n'a cependant pas eu de conséquences sur le taux d'épargne des ménages qui, sur la même période, a toujours oscillé entre 14,5 % et 16,5 % avec une composante financière variant de 4,9 % à 7,6 %. Au vu de ces faits stylisés, la forte progression du patrimoine n'aurait semble-t-il pas eu d'impact macroéconomique sur la part de la consommation des ménages dans leur revenu. La décomposition de cette évolution nous fournit une première explication.

Le graphique ci-dessous montre que la valorisation des actifs immobiliers est la principale raison de la croissance des patrimoines : +150 % sur la période ; l'effet des prix des actifs boursiers est beaucoup moins tranché. Sur la période 1997-2003 (juste avant et après la bulle internet), Girardot et Marionnet (2007) montrent que l'augmentation du patrimoine global (+ 64 %) peut se décomposer comme suit : 61 point de cette croissance sont dus à la hausse des prix immobiliers, 17 aux flux d'investissement immobiliers, 21 aux flux annuels de placements financiers et 1 à l'appréciation des actifs financiers. En considérant les

évolutions récentes, Lamarche et Salembier (2012) confirment que la valeur du patrimoine immobilier (à stock de logements constant) a doublé entre 1998 et 2010 (+ 102 %). De ce fait, l'enrichissement patrimonial des 15 dernières années a concerné principalement les propriétaires de logements : le rapport patrimoine immobilier sur revenu est passé de 2,98 en 1996 à 5,84 en 2007 (cf. tableau ci-dessus) juste avant la chute de Lehman Brother alors que dans le même temps, le rapport patrimoine financier sur revenu n'a augmenté que de 2,36 à 3,07.

Néanmoins, si l'on en juge par les taux d'épargne, la bulle immobilière n'aurait eu que peu de répercussions sur la consommation des ménages. Ce lien entre prix des logements et dépenses est un sujet très débattu dans la littérature (Cooper et Dynan, 2014). L'effet richesse (positif) pour les ménages propriétaires dû à la valorisation de l'immobilier est susceptible d'être contrebalancé par deux autres effets. L'augmentation du prix des logements entraine parallèlement une hausse des dépenses liées à l'habitat qui influence négativement les autres consommations et ceci aussi bien pour les propriétaires que les locataires. Par ailleurs, l'accession à la propriété étant plus onéreuse, les locataires désirant devenir propriétaires peuvent être incités à épargner davantage pour constituer l'apport personnel. Enfin, les ménages propriétaires souhaitant rester dans leur logement tout au long de leur vie n'ont aucune raison de modifier leur plan de consommation. Au niveau macroéconomique, l'effet

<figure><img src="image_2.png" /></figure>
dans le cas de la France), les travaux empiriques
tendent à mettre en évidence une corrélation
positive entre consommation et patrimoine, que
ce soit sur données agrégées ou sur données
individuelles (cf. tableau 2). Comme on l'a vu,
l'ampleur de cette corrélation est susceptible
de varier en fonction de plusieurs facteurs :
nature des chocs (permanent vs. transitoire),
niveau de patrimoine du ménage, composition
de la richesse (financière vs. immobilière), anti-
cipations sur l'évolution des prix (Cooper et
Dynan, 2014).

Des effets richesse qui dépendent
de la nature des chocs...

La littérature empirique montre que l'impact
des variations de richesse sur la consommation
dépend de la nature transitoire ou permanente
des chocs. Ainsi, Lettau et Ludvigson (2004)
ont mis en évidence qu'aux États-Unis, seuls

les pertes ou les gains de richesse qualifiés de
permanents ont un effet sur la consommation
agrégée. Les résultats de Contreras et Nichols
(2010) sur données individuelles vont éga-
lement dans ce sens, puisqu'ils trouvent que
les effets de richesse liés aux prix des actifs
immobiliers dépendent de la persistance tempo-
relle et de la variance des chocs. Des travaux
se sont également attachés à examiner s'il y
avait une asymétrie des réponses aux pertes
ou aux gains de richesse. Les conclusions sont
toutefois ambiguës. Aspergis et Miller (2006)
concluent qu'aux États-Unis, les chocs sur
le marché boursier affectent plus fortement
la consommation lorsqu'ils sont négatifs que
lorsqu'ils sont positifs. De leur côté, Marquez
et al. (2013) mettent en évidence des asymé-
tries de réaction de la consommation dont
l'ampleur et le sens dépendent de la nature des
actifs touchés (immobilier ou financier) dans le
cas du Royaume-Uni. Pour la France, Arrondel
et al. (2014) trouvent également des réponses

Encadré 1 (suite)

richesse sera positif uniquement si le supplément
de consommation des propriétaires l'emporte sur la
baisse de consommation des locataires et des accé-

dants, ce qui ne semble pas avoir été le cas. C'est pour
aider à décomposer ces différents effets qu'il est inté-
ressant d'exploiter des données individuelles.

Graphique

Évolution de l'indice du CAC40 et des prix de l'immobilier entre 1996 et 2010

<figure><img src="image_3.png" /></figure>

Source : indices des prix des logements anciens - France métropolitaine (Insee) ; Euronext.
asymétriques en fonction de la nature des choos subis (gains vs pertes). Mais là encore, le sens

de l'asymétrie de la réaction est variable, en particulier selon les postes de consommation.

<caption>Tableau 2
Résultats de la littérature empirique sur données individuelles</caption>

A-Estimations à partir de données de patrimoine

<table><thead><tr><td>Référence</td><td>Pays/ Données</td><td>Période</td><td>Variable de consommation</td><td>Variable de richesse/Prix</td><td>Modélisation</td><td>Résultats</td></tr></thead><tbody><tr><td>Arrondel et al. (2013)</td><td>France - Pater</td><td>2009</td><td>Plans de consommations</td><td>Gains/pertes immobilière et financière</td><td>Modèle qualitatif</td><td>Effets significatifs : Immobiliers, financiers et anticipations</td></tr><tr><td>Bostic et al. (2009)</td><td>États-Unis-SCF-CES</td><td>1989-2001</td><td>Consommation totale<br>Consommation durable</td><td>Résidence principale<br>Autre immobilier<br>Patrimoine financier</td><td>Élasticité</td><td>Résidence principale : 0,04-0,06<br>Autre immobilier : 0,004 à 0,008<br>Financier : 0,018 à 0,024</td></tr><tr><td>Bover (2005)</td><td>Espagne-EFF</td><td>2002</td><td>Plusieurs péri-mètres considérés (Alimentation, non durable, durable et véhicules)</td><td>Patrimoine immobilier<br>Patrimoine financier</td><td>Propension marginale</td><td>Immobilier : 0,02<br>Financier : n.s.</td></tr><tr><td>Guiso et al. (2006)</td><td>Italie-SHIW</td><td>1991-2002</td><td>Consommation non durable</td><td>Patrimoine net total<br>Patrimoine immobilier net<br>Patrimoine financier net</td><td>Propension marginale</td><td>Total : 0,02<br>Immobilier : 0,02<br>Financier : 0,04</td></tr><tr><td>Juster et al. (2006)</td><td>États-Unis</td><td>1984-1989</td><td>Achats d'actifs nets</td><td>Gains/pertes calculés à partir d'indice de prix.</td><td>Propension marginale</td><td>Total : 0,03<br>Immobilier : n.s<br>Financier : 0,19</td></tr><tr><td>Paiella (2007)</td><td>Italie-SHIW</td><td>1991-2002</td><td>Consommation non durable</td><td>Patrimoine net total<br>Patrimoine immobilier net<br>Patrimoine financier net</td><td>Propension marginale</td><td>Total : 0,04<br>Immobilier : 0,02<br>Financier : 0,09</td></tr><tr><td>Sierminska et Takhtamanova (2007)</td><td>Canada, Finlande, Italie -LWS</td><td>Canada 1999, Finlande 1998, Italie 2002</td><td>Consommation non durable</td><td>Patrimoine immobilier<br>Patrimoine financier</td><td>Élasticité</td><td>Finlande :<br>Immobilier : 0,02<br>Financier : 0,07<br>Italie :<br>Immobilier : 0,04<br>Financier : 0,11</td></tr></tbody></table>

B-Estimations à partir d'indices de prix

<table><thead><tr><td>Référence</td><td>Pays/ Données</td><td>Période</td><td>Variable de consommation</td><td>Variable de richesse/Prix</td><td>Modélisation</td><td>Résultats</td></tr></thead><tbody><tr><td>Attanasio et al. (2009)</td><td>Grande-Bretagne-FES</td><td>1978-2001</td><td>Consommation durable et non durable (hors logement car non collecté)</td><td>Indice des prix immobiliers régionaux</td><td>Élasticité</td><td>Facteurs communs (anticipations) expliqueraient la corrélation (pas d'interprétation en termes d'effet de richesse direct</td></tr><tr><td>Browning, Gortz et Leth-Petersen (2013)</td><td>Danemark</td><td>1987-1996</td><td>Consommation totale</td><td>Indice des prix immobiliers locaux</td><td>Élasticité</td><td>0,08</td></tr><tr><td>Campbell et Cocco (2007)</td><td>Grande-Bretagne-FES</td><td>1988-2000</td><td>Consommation non durable</td><td>Indice des prix immobiliers régionaux</td><td>Élasticité</td><td>Prix immobiliers : 1,2</td></tr><tr><td>Disney et al. (2010)</td><td>Grande-Bretagne-BHPS</td><td>1994-2003</td><td>Épargne « active »</td><td>Indice des prix immobiliers régionaux</td><td>Élasticité</td><td>Élasticité aux prix immobiliers : 0,3</td></tr><tr><td>Dynan et Maki (2001)</td><td>États-Unis-CES</td><td>1983-1999</td><td>Consommation non durable</td><td>Indice boursier</td><td>Propension marginale</td><td>Gains financiers: entre 0,05 et 0,15</td></tr></tbody></table>

n.s. : non significativement différent de zéro

EFF : Enquête Patrimoine de la Banque d'Espagne

SHIW : Enquête Patrimoine de la Banque d'Italie

SCF : Survey of Consumer Finances

CES : Consumer Expenditure Survey

FES : Family Expenditure Survey- Enquête sur la consommation

BHPS : British Household Panel Survey (BHPS)

LWS : Luxembourg Wealth Study
## ...qui diminuent avec le niveau de patrimoine...

Sur données américaines, Dynan et Maki (2001) obtiennent un effet richesse décroissant avec le niveau de patrimoine : les ménages ajustent d'autant moins leur consommation aux gains boursiers que leur portefeuille est important. À partir des données qualitatives de l'enquête Pater, Arrondel et al. (2014) obtiennent des résultats similaires, les effets richesse apparaisant, même non significatifs, dans le haut de la distribution. Ces éléments empiriques vont ainsi dans le sens d'une propension marginale à consommer la richesse décroissante avec le niveau de patrimoine.

## ... et qui varient selon la nature de la richesse

De nombreux éléments présentés précédemment suggèrent que les effets richesse peuvent être différents selon la nature de la richesse, selon qu'il s'agit d'actifs financiers ou de biens immobiliers.

Les effets de prix des biens immobiliers sur la consommation sont plus complexes à mettre en évidence que ceux des actifs financiers, du fait de la nature duale des logements (consommation et investissement). En effet, l'immobilier permet de satisfaire des besoins de consommation de logement dont le coût est positivement affecté par la croissance des prix immobiliers, que le ménage soit propriétaire ou locataire. Cet effet peut donc induire une substitution avec les autres dépenses (effet de richesse négatif). De par la nature d'actif patrimonial du logement, les propriétaires bénéficient d'une valorisation qui peut les amener à accroître leur consommation, que les gains soient effectivement réalisés ou non. L'effet total de richesse immobilière résulte de la combinaison de ces deux effets. De plus, pour les propriétaires, l'effet richesse peut être renforcé s'il est possible d'hypothéquer sa résidence pour obtenir des crédits à la consommation. La valorisation des actifs immobiliers peut ainsi stimuler la consommation *via* un effet *direct* mais aussi renforcer la capacité d'emprunts des ménages propriétaires (*canal indirect* du collatéral).<fnref n="3" />

Les travaux empiriques concluent bien à des effets richesse différenciés selon la nature des actifs considérés (pour une revue de la littérature des travaux sur séries temporelles, voir Chauvin et Damette, 2010). Plusieurs travaux

récents se sont ainsi focalisés sur l'analyse empirique des effets des prix immobiliers sur la consommation à partir de données agrégées ou de données individuelles de consommation appariées avec des indices de prix immobiliers régionaux. Si ces analyses mettent en évidence l'existence d'une corrélation positive entre consommation et prix immobiliers (Lettau et Ludvigson, 2004 ; Carroll et al., 2011), l'importance et l'interprétation de cet effet sont largement débattues (Calomiris et al., 2009 ; Attanasio et al., 2011 ; Carroll et al., 2011 ; Browning et al., 2013). Pour un même pays, les estimations sont ainsi particulièrement sensibles à la période d'estimation et à la spécification du modèle (Cristini et Sevilla Sanz, 2011).

Néanmoins, la majorité des études concluent à une propension à consommer la richesse financière supérieure à celle de l'immobilier.

## Le rôle des anticipations : le « canal de confiance »

Plusieurs auteurs soulignent enfin que l'effet de richesse obtenu sur données agrégées pourrait ne pas refléter nécessairement un effet direct, faute d'un contrôle suffisant des préférences ou anticipations des ménages (cf. King, 1990 ; Poterba, 2000 ; Attanasio et al., 2009 ; Calomiris et al., 2009 ; Carroll et al., 2011). Une corrélation entre consommation et richesse établie en ne contrôlant que du revenu courant, peut en effet être fallacieuse si les évolutions du prix des actifs affectent le revenu permanent des ménages par l'intermédiaire de leurs anticipations de revenus : sur des marchés haussiers, des ménages optimistes (« confiants ») pourraient ainsi réviser leurs anticipations à la hausse et, pour cette raison, augmenter leurs dépenses de consommation<fnref n="4" />. Ce canal de transmission du prix des actifs à la consommation *via* les anticipations est connu dans la littérature sous le nom de *canal de confiance* (« *confidence channel* », voir Poterba, 2000, et Fenz et Fessler, 2008).

<footnote n="3">³. La libéralisation des marchés du crédit et le développement des crédits hypothécaires sont ainsi susceptibles de favoriser ce canal de transmission des prix immobiliers à la consommation via le rôle de garantie des actifs immobiliers (Aron et al., 2012 ; Attanasio et al., 2011 ; Buiter, 2010 ; Muellbauer, 2010).</footnote>

<footnote n="4">⁴. Attanasio et al. (2009) mettent ainsi en évidence le fait que la consommation des jeunes est plus sensible à l'évolution des prix locaux de l'immobilier que celles des personnes plus âgées. Ils interprètent cette différence comme le résultat d'une modification des anticipations des ménages jeunes sur l'évolution de leur revenu permanent (corrélée avec les évolutions des prix immobiliers).</footnote>
Plusieurs études se sont attachées à séparer les effets richesse directs et de « confiance » sur la consommation en contrôlant des anticipations des ménages. Les études s’appuyant sur des indices de prix décomposent le processus d’évolution des prix immobiliers en une partie « anticipée » et une partie « non anticipée » (Attanasio et al., 2009 ; Browning et al., 2013).

Sur données d'enquête, il est possible de tenir compte de ces effets en introduisant des mesures des anticipations subjectives sur les ressources futures du ménage. Disney et al. (2010) concluent ainsi à l'existence d'un effet direct de richesse et d'un effet des anticipations sur la consommation au Royaume-Uni. Plus précisément, la propension marginale à consommer la richesse passe de 0,01 à 0,008 pour un euro d'augmentation quand ils introduisent leur mesure d'anticipations financières, ce qui signifie que l'effet direct de richesse serait biaisé positivement.

L'existence conjointe d'un effet direct de richesse et d'un effet de confiance a également été trouvée en France par Arrondel et al. (2014) en s'appuyant sur des données individuelles. Les données utilisées de nature qualitative ne permettent pas une estimation quantitative des effets. En revanche, elles renseignent sur les plans de consommation des individus, l'existence de pertes/gains sur leur patrimoine immobilier et financier dus à une modification de la valorisation des actifs ainsi que sur leurs anticipations sur l'évolution des rendements boursiers et de leur risque de chômage. Les auteurs obtiennent un effet significatif des anticipations de rendements boursiers, en sus des effets directs de richesse immobilière et financière : toutes choses égales par ailleurs, les ménages pessimistes sur le marché boursier ont une probabilité plus élevée de réviser à la baisse leurs plans de consommation.

## La consommation des ménages dans l'enquête *Patrimoine* 2010

Au sein de cette littérature, l'approche retenue dans cet article s'inscrit dans la lignée des travaux empiriques sur données individuelles d'enquête sur le patrimoine des ménages (cf. tableau 2). Dans sa dernière édition de 2010, l'enquête *Patrimoine* fournit, pour la première fois, des informations sur la consommation des ménages, qui combinées

à l'enquête *Budget de Famille*, donnent une mesure de la consommation au niveau du ménage. L'objectif est d'estimer la propension marginale à consommer la richesse en tenant compte du niveau et de la composition des patrimoines. Dans cette perspective, la qualité de la mesure de la distribution de la variable de consommation est un point crucial.

## La mesure de la consommation des ménages à partir de l'enquête *Patrimoine*

Les différentes méthodes pour mesurer la consommation des ménages sont recensées par Browning et al. (2003).

La première, la plus simple à mettre en œuvre, est de demander directement aux ménages de fournir leurs dépenses de consommation au cours de l'année. Ceux-ci éprouvant des difficultés à fournir un montant précis, cette méthode expose cependant à de fortes erreurs de mesure : les expérimentations citées par Browning et al. (2003) montrent ainsi que les ménages ont tendance à sous-estimer leur consommation globale, et ce d'autant que le niveau de leur consommation est élevé. Posée dans l'enquête *Patrimoine* 2010, cette question donne là aussi des mesures peu satisfaisantes, avec une sous-estimation de l'ordre de 60 % au regard de la comptabilité nationale.

Une solution plus satisfaisante est de demander aux ménages de fournir le relevé détaillé de leurs consommations grâce à une liste exhaustive. Les ménages se voient ainsi fournir un carnet qu'ils doivent renseigner quotidiennement pendant une certaine durée. L'enquête *Budget de Famille* de l'Insee utilise cette méthodologie qui fournit une description précise et fiable de la consommation des ménages. Ce protocole est cependant complexe et relativement lourd. Par ailleurs, pour disposer simultanément d'informations sur le patrimoine et la consommation des ménages, un échantillon répondant à la fois aux enquêtes *Patrimoine* et *Budget de Famille* est nécessaire. Cette solution apparaît peu envisageable, sinon à procéder à un statistical matching (Eurostat, 2013).

## Une estimation à partir de quelques postes de consommation connus avec précision...

Pour disposer de la consommation dans les enquêtes dont ce n'est pas l'objet principal,
Browning et al. (2003) proposent une autre méthode qui mesure économétriquement la consommation totale à partir de postes de dépenses très précis (alimentation à domicile, alimentation hors domicile, charges régulières). Ces quelques postes ont la particularité d'être à

la fois facilement identifiables par le ménage et de constituer des dépenses régulières. Pour obtenir une mesure des dépenses totales du ménage, il suffit ensuite d'utiliser les informations d'une enquête sur la consommation selon la méthode d'imputation présentée dans l'encadré 2.

## Encadré 2

# MISE EN ŒUVRE DE L'IMPUTATION DE LA CONSOMMATION TOTALE DU MENAGE DANS L'ENQUÊTE PATRIMOINE 2010

Browning et al. (2003) proposent de reconstituer économétriquement la consommation totale à partir de quelques postes de dépenses agrégés mais suffisamment précis pour faciliter la reconstitution de l'information par les enquêtés (alimentation à domicile, alimentation hors domicile, charges régulières).

## Méthodologie

Le principe d'imputation de la consommation totale s'appuie sur l'hypothèse que la dépense pour un bien xᵢ suit une loi d'Engel linéaire qui lie la consommation du bien i à la dépense de consommation totale x:

$$x_i = \alpha_i + \beta_i x$$

Puisque la consommation totale peut s'écrire comme la somme de la dépense pour chaque bien, en notant ωᵢ le coefficient budgétaire associé au bien xᵢ, il est possible d'exprimer la consommation totale en fonction de l'ensemble des postes de consommations :

$$x = - \left( \sum_{i=1}^{B} \frac{\alpha_i}{\beta_i} \right) + \frac{\omega_1}{\beta_1} x_1 + \cdots + \frac{\omega_B}{\beta_B} x_B - \left( \sum_{i=1}^{B} \frac{\omega_i}{\beta_i} u_i \right)$$

Cette équation peut ainsi s'estimer par les moindres carrés ordinaires. Les coefficients sont estimés à partir de l'enquête *Budget de Famille*, dans laquelle nous reconstituerons les postes de dépenses collectés dans l'enquête *Patrimoine* :

- l'alimentation à domicile (excluant donc tout ce qui est consommé au restaurant) ;

- l'alimentation hors domicile (incluant les restaurants donc, mais aussi les cantines scolaires ou professionnelles, la restauration rapide, les repas ou les sandwiches pris sur le lieu de travail) ;

- les dépenses pour l'eau, l'électricité, le gaz, le chauffage et pour les télécommunications (téléphone et Internet) – ce que nous appellerons des charges régulières (*expenditures regularly billed*, Browning et al., 2003).

Le périmètre de ces postes de consommation est reconstitué dans l'enquête *Budget de Famille* 2006 à partir de la nomenclature européenne COICOP-HBS.

En revanche, nous n'avons pas introduit de variables descriptive du ménage en termes d'âge, de catégorie socioprofessionnelle, de revenus, etc. afin de ne pas introduire de corrélation fallacieuse dans notre imputation et les estimations des effets de richesse. Nous nous limitons ainsi strictement aux variables portant uniquement sur la consommation. Par ailleurs, afin d'affiner la spécification du modèle, nous utilisons des polynômes de degré inférieur ou égal à 3 pour les différents régresseurs.

Enfin, afin d'échapper à d'éventuels problèmes liés à l'hétéroscédasticité des résidus, nous n'utilisons pas l'hypothèse de normalité pour simuler le résidu dans l'imputation de consommation. Nous préférons attribuer par *hot-deck* stratifié les résidus que nous observons dans l'estimation sur l'enquête *Budget de Famille* de notre équation.

Plusieurs concepts de consommation ont été estimés. Pour la clarté de l'exposé, les résultats présentés portent sur le concept le plus pertinent pour la mesure des effets de richesse, à savoir la consommation hors biens durables. Celle-ci englobe, selon la nomenclature COICOP-HBS, les postes suivants :

- produits alimentaires et boissons non alcoolisées (01)

- boissons alcoolisées, tabacs et stupéfiants (02)

- articles d'habillement et chaussures (03)

- logement, eau, gaz, électricité et autres combustibles (04)

- biens et services pour l'entretien courant du logement (056)

- services médicaux et de santé (06)

- transport (07) à l'exception d'achat de véhicules (071)

- communications (08)

- services sportifs, récréatifs et culturels (094), édition, presse, papeterie (095), voyages à forfait (096), autres dépenses de loisir (097)

- enseignement (10)

- hôtel, restaurant, café (11)

- autres biens et services (12)

<figure><img src="image_4.png" /></figure>
C'est cette méthode qui a été retenue dans l'enquête *Patrimoine* 2010 à partir d'un module « Habitudes de consommation ». Complétée par l'enquête *Budget de Famille*, cette information permet ainsi de mesurer la consommation totale du ménage. Ce module a été proposé à un tiers (représentatif) de l'échantillon total de ménages interrogés.

## ...fournit une mesure fiable de la consommation totale

La graphique I donne les distributions des trois postes de dépenses de consommation mesurés respectivement dans les enquêtes *Patrimoine* et *Budget de Famille* : ces distributions sont

### Encadré 2 (suite)

#### Qualité de l'imputation de la consommation totale

Le modèle estimé sur les données de *Budget de Famille* a un pouvoir prédictif en termes de R² de 0,78. En comparaison des résultats obtenus par Browning et al. (2003) sur données italiennes et canadiennes (R² entre 0,56 et 0,79), ce résultat apparaît plutôt satisfaisant.

Pour porter un diagnostic plus complet sur la précision de la prédiction, la simulation de la consommation totale a été réitérée (1 000 réplications) pour estimer l'incertitude statistique liée à cette simulation. En effet, pour l'équation $y=\beta_0x_0+\beta_1x_1+...+\beta_nx_n$, l'estimateur du vecteur $(\beta_0, \beta_1, ..., \beta_n)$ suit une loi normale multivariée. En utilisant un algorithme permettant de simuler un vecteur aléatoire suivant une telle loi, il est alors possible de répliquer un grand nombre de fois la simulation de façon à estimer l'incertitude statistique liée à la simulation.

Le graphique suivant permet de visualiser cette incertitude : la zone grisée représente la zone de valeurs prises par chaque quantile de consommation sur les 1 000 réplications. Cette zone est relativement mince, indiquant ainsi une incertitude globale assez faible relativement aux montants simulés. Au total, le coefficient de variation de la consommation totale moyenne est de 1,4 %, soit de l'ordre de 400 euros annuels. Ce résultat semble valider la stratégie de parcimonie adoptée ; les variables de consommation alimentaire et de dépenses régulières sont donc des variables suffisamment prédictives de la consommation totale hors biens durables pour qu'il soit inutile d'ajouter des descripteurs sociodémographiques. Cet ajout serait par ailleurs susceptible de dégrader la précision totale, puisque même s'il venait à réduire la variabilité du résidu associé à l'équation estimante, il pourrait accroître de manière substantielle l'incertitude liée à l'estimation des paramètres.

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Graphique
Variabilité de la distribution de l'imputation de consommation totale dans *Patrimoine* 2010</figcaption></figure>
globalement proches<fnref n="5" />. Comme le modèle d'imputation estimé sur l'enquête *Budget de Famille* permet d'expliquer une grande partie des variations de consommation, il est possible d'obtenir une mesure fiable de la consommation totale sur les données de l'enquête *Patrimoine* à partir des postes de consommation recensés (cf. encadré 2).

On constate que la distribution de la consommation totale (hors biens durables) imputée dans l'enquête *Patrimoine* est similaire à celle mesurée dans l'enquête *Budget de Famille*

(cf. graphique II). Enfin, le taux de recouvrement avec la Comptabilité nationale (à définition constante) est de 90% (cf. encadré 3).

Selon l'enquête *Patrimoine*, la consommation annuelle hors biens durables s'élevait en moyenne à 24 500 euros par ménage. Pour la moitié des ménages, elle était supérieure à 21 600 euros par an. Les 10 % de ménages consommant le moins dépensent en 2009 moins

## Graphique I

### Fonctions de densité des postes de dépenses servant à l'imputation de la consommation totale de l'enquête *Patrimoine* dans les enquêtes *Budget de Famille* et *Patrimoine*

<figure><img src="image_6.png" /></figure>

<figure><img src="image_7.png" /></figure>

<figure><img src="image_8.png" /></figure>

<figure><img src="image_9.png" /></figure>

Lecture : ces graphiques permettent de comparer les distributions des postes de consommation telles que mesurées dans les enquêtes *Budget de Famille 2006* et dans l'enquête *Patrimoine 2010*. En abscisses sont représentés les montants associés à la consommation, en ordonnées la probabilité estimée pour un ménage appartenant à l'échantillon de consommer exactement le montant correspondant sur l'axe des abscisses.

Champ : France métropolitaine.

Sources : enquête *Budget de Famille 2006*, enquête *Patrimoine 2010*.

<footnote n="5">5. Les perturbations de la distribution des postes de consommation dans l'enquête Patrimoine sont dues aux effets d'arrondis.</footnote>
de 11 200 euros. À l'opposé, les 10 % des ménages consommant le plus dépensent plus de 40 800 euros annuellement.

## Estimations de la propension marginale à consommer la richesse

Mesurer l'effet richesse sur données instantanées consiste à estimer la propension marginale à consommer le patrimoine des ménages français au moyen d'une équation de consommation basée sur l'hypothèse du cycle de vie présentée plus haut. À partir de la fonction de consommation (1), il est possible, sous différentes hypothèses, notamment

la proportionnalité à long terme entre revenu courant et revenu permanent, d'en déduire la relation suivante (cf. Deaton (1992), Paiella (2007)):

$$C_{ht}/Y_{ht} = \alpha_t + \beta_w(W_{ht}/Y_{ht}) \quad (2)$$

où $C_{ht}$ désigne la consommation de biens non durables du ménage $h$ à la date de l'enquête $t$, $Y_{ht}$ les revenus courants (hors revenus du capital), $W_{ht}$ le patrimoine total du ménage $h$ (en considérant sa valeur nette des dettes à rembourser). $\beta_w$ correspond à la propension marginale à consommer le patrimoine, ou en d'autres termes à l'effet direct de la richesse sur la consommation.

Les données en coupe de l'enquête *Patrimoine* permettent d'estimer la relation (2) à la date de

<figure><img src="image_10.png" /><figcaption>Graphique II
Fonctions de densité de la consommation hors biens durables dans les enquêtes *Patrimoine* et *Budget de Famille*</figcaption></figure>

Lecture : ces graphiques permettent de comparer les distributions de la consommation totale telles que mesurées dans les enquêtes Budget de Famille 2006 et dans l'enquête Patrimoine 2010. En abscisses sont représentés les montants associés à la consommation, en ordonnées la probabilité estimée pour un ménage appartenant à l'échantillon de consommer exactement le montant correspondant sur l'axe des abscisses.

Champ : France métropolitaine

Source : enquête Budget de Famille 2006, enquête Patrimoine 2010.
l'enquête (2010) en contrôlant des éléments d'hétérogénéité individuelle qui peuvent affecter la relation entre consommation et patrimoine. Le coefficient $\beta_w$ mesure donc l'effet de la richesse sur la consommation pour des individus de même âge, ayant les mêmes préférences et disposant du même revenu permanent, ne se différenciant donc que par leur niveau de patrimoine. Nous estimons finalement la relation économétrique :

$$C_h/Y_h = \alpha + \beta_w(W_h/Y_h) + \beta_z Z_h + u_h \quad (2')$$

où $Z_h$ représente les variables individuelles de contrôle introduites pour tenir compte des

éléments d'hétérogénéité individuelle liées à la position dans le cycle de vie, aux préférences ou aux facteurs de risques spécifiques au ménage $h$. Ce vecteur $Z_h$ inclut l'âge (défini en tranches), le statut professionnel, le diplôme de la personne de référence, la composition du foyer (nombre d'adultes, nombre d'enfants)$^6$. De plus, les décisions de consommation pouvant être soumises à des contraintes de liquidité, un indicateur

## Encadré 3

### COMPARAISON DE LA MESURE DE LA CONSOMMATION DE L'ENQUÊTE PATRIMOINE AVEC LA COMPTABILITÉ NATIONALE

En 2009, la comptabilité nationale évalue les dépenses de consommation finale engagées par les ménages à 38 200 euros<fnref n="1" /> en moyenne (cf. tableau). À ce chiffre il faut soustraire la consommation en biens durables qui s'élève à 3 600 euros<fnref n="2" /> en moyenne. De la même manière, la comptabilité nationale recense les primes d'assurances payées par les ménages (1 300 euros en moyenne<fnref n="3" />), les services d'intermédiation financière indirectement mesurée ou SIFIM (500 euros<fnref n="4" />), et imputent un service de logement pour les ménages propriétaires de leur résidence principale (5 500 euros<fnref n="5" />). En retranchant ces dépenses qui ne sont pas décomptées dans les enquêtes Patrimoine et Budget de Famille, les dépenses de consommation s'élèvent selon la Comptabilité nationale à 27 400 euros en moyenne par ménage.

Après imputation dans l'enquête Patrimoine, nous chiffrons les dépenses de consommation hors biens durables à 24 500 en moyenne par ménage. Ce chiffre est établi sur les 4 519 ménages ayant répondu au module secondaire consacré à la consommation. Le recouvrement de la consommation dans l'enquête Patrimoine est donc presque intégral (90 %).

## Tableau

### Mesure du revenu disponible et de la consommation moyens en 2009 dans la Comptabilité nationale et l'enquête Patrimoine 2010 en euros courants

<table><thead><tr><th></th><th>Consommation moyenne</th><th>Revenu disponible moyen</th></tr></thead><tbody><tr><td>Comptabilité nationale</td><td>38 200</td><td>45 700</td></tr><tr><td>Dont biens durables</td><td>3 600</td><td>-</td></tr><tr><td>Dont loyers imputés</td><td>5 500</td><td>5 500</td></tr><tr><td>Dont primes d'assurance</td><td>1 300</td><td>1 600</td></tr><tr><td>Dont SIFIM</td><td>500</td><td>500</td></tr><tr><td>Consommation – concept de l'enquête Patrimoine (1)</td><td>27 400</td><td>38 100</td></tr><tr><td>Consommation dans l'enquête Patrimoine</td><td>24 500</td><td>34 600</td></tr><tr><td>Taux de recouvrement</td><td>90 %</td><td>91 %</td></tr></tbody></table>

Lecture : pour résoudre les problèmes de valeurs aberrantes, ont été exclus de l'échantillon environ 300 ménages qui présentent un niveau de consommation plus de deux fois supérieur à ses revenus annuels, ou un revenu annuel trop faible (moins de 2 000 euros de revenu disponible).

<footnote n="6">6. Les variables d'anticipations et de préférences de l'enquête Patrimoine ne peuvent pas être utilisées pour notre analyse. Elles sont en effet collectées dans le cadre d'un module secondaire de l'enquête Patrimoine 2010 auprès d'un sous-échantillon disjoint du sous-échantillon répondant au module « Habitudes de consommation ».</footnote>

<footnote n="1">1. 1 058 milliards d'euros selon la Comptabilité Nationale, rapportés à 27 702 148 ménages en moyenne en 2009.</footnote>

<footnote n="2">2. 99 milliards au total.</footnote>

<footnote n="3">3. 36 milliards au total.</footnote>

<footnote n="4">4. 13 milliards au total.</footnote>

<footnote n="5">5. 151 milliards au total.</footnote>

<footnote n="1">1. C'est-à-dire après avoir retiré la consommation en biens durables, les loyers imputés, les primes d'assurances et le service d'intermédiation financière qui ne sont pas mesurés dans l'enquête. Par ailleurs, ce tableau ne tient pas compte de la différence de champ, l'enquête portant sur les ménages ordinaires quand la Comptabilité nationale s'applique à l'ensemble des ménages.</footnote>
qualitatif de l'existence de telles contraintes est pris en compte. Les arbitrages consommation/ épargne étant également affectés par des fac- teurs de risque auxquels le ménage doit faire face (comportements de précaution), des variables liées au risque de revenu (arrêts chômage pas- sés sur longue période ou courte période) et de santé (arrêt maladie) figurent également dans la liste des variables Z<sub>h</sub>.

Une spécification alternative pourrait être de considérer la relation entre consommation, revenus et richesse en niveau, sous une forme logarithmique (Chauvin et Damette, 2010). Cette spécification conduirait à estimer directement des élasticités de la consommation par rapport à la richesse. Mais, sur données individuelles, les patrimoines nets peuvent être négatifs, en particulier pour les accédants à la propriété. La spécification en ratio permet ainsi d'inclure ces ménages dans l'analyse.

De plus, à partir de l'estimation de la pro- pension marginale à consommer donnée par

l'équation (2'), une élasticité moyenne<fnref n="7" /> peut être reconstituée à partir de la formule : $\varepsilon(C/W) = (\partial C/C)/(\partial W/W)$. En combinant cette définition avec l'expression (2'), on obtient finalement : $\varepsilon(C/W) = \beta_w W/C$. Notre approche permettra ainsi de distinguer les effets du patrimoine sur la consommation liés, d'une part, à des différences de propension marginale à consommer la richesse ($\beta_w$) et, d'autre part, à la concentration des patrimoines ($W/C$).

Plusieurs spécifications économétriques seront estimées. Différents niveaux de décomposition du patrimoine pour tester l'existence d'effets de richesse différenciés seront introduits : patrimoine brut, patrimoine net, patrimoine immobilier (décomposé en résidence principale et autres biens immobiliers), patrimoine financier, autres actifs (cf. encadré 4

Encadré 4

# DÉFINITION DE L'ÉCHANTILLON ET DES VARIABLES UTILISÉES

## Échantillon

Les ménages interrogés dans le cadre de l'enquête *Patrimoine* 2010 sont représentatifs des ménages vivants en France (y compris dans les territoire ultra-marins). 15 006 ménages ont répondu à l'enquête entre fin 2009 et début 2010. Un tiers d'entre eux, tiré aléatoirement, se sont vus interrogés sur leurs habitudes de consommation. Cet échantillon de 4 519 ménages est ainsi lui aussi représentatif des ménages en France. Pour l'étude économétrique, l'échantillon de 4 519 ménages a été restreint selon les critères suivants :

- les ménages dont la personne de référence a moins de 24 ans ou plus de 76 ans ont été exclus (668 ménages), de même que les étudiants (35 ménages), de façon à se concentrer sur les ménages en activité et éviter les biais de sélection liés à l'espérance de vie (Bommier et al., 2006);

- les ménages pour lesquels les montants de consommation déclarés sont très élevés au regard de leurs revenus (consommation représentant plus de deux fois les revenus annuels) ont été écartés car susceptibles de biaiser l'estimation de la propension marginale à consommer la richesse ; de la même manière, les valeurs extrêmes du bas de la distribution du ratio consommation sur revenus (ratio inférieur à 0,15) ont été exclues (456 ménages);

- les ménages aux comportements potentiellement atypiques ont été écartés : très hauts patrimoines (supérieur

à 5 millions d'euro : 41 ménages) ou très faibles revenus annuels (inférieurs à 2 000 euros : 29 ménages).

Au final, l'échantillon est composé de 3 454 ménages. Des statistiques descriptives des principales variables sur l'échantillon total de l'enquête *Patrimoine*, le module secondaire « Habitudes de consommation » et le sous-échantillon utilisé pour l'analyse économétrique sont fournies en annexe.

## Définitions des variables

Les ménages dits *propriétaires* sont ici les ménages qui possèdent totalement ou partiellement leur résidence principale, y compris les ménages accédants, c'est-à-dire les ménages qui doivent encore rembourser des emprunts au titre de leur acquisition. Sont exclus ici les ménages seulement usufruitiers, c'est-à-dire les ménages qui ne possèdent pas la nue-propriété de leur résidence principale mais disposent du droit de l'occuper (usufruit).

Le patrimoine brut (ou richesse brute) se définit comme le montant total des actifs détenus par un ménage. Il inclut le patrimoine financier, immobilier et professionnel, mais aussi les biens durables (voiture, équipements ménagers,...), les bijoux, les objets de valeur. Le patrimoine brut s'entend comme l'ensemble des actifs négociables et transmissibles. Il exclut de fait les droits à la retraite et le capital humain des différents membres du ménage. →

<figure><img src="image_11.png" /></figure>

<footnote n="7">7. L'élasticité de la consommation à la richesse mesure le pourcentage de différence de la consommation pour une différence de 1 % de la richesse.</footnote>
pour la définition des variables utilisées). Des variables de positionnement du ménage dans l'échelle des richesses seront également envisagées pour tester l'hétérogénéité des comportements de consommation en fonction du niveau de patrimoine.

## Une propension marginale à consommer la richesse faible

La propension marginale à consommer la richesse ($\beta_w$) est estimée autour de 0,005 lorsque l'on retient le patrimoine brut et 0,006 si l'on prend le patrimoine net (cf. tableau 3) : en d'autres termes, une différence de 1 euro dans le patrimoine des ménages se traduit par un surplus de consommation de l'ordre de 0,5 à 0,6 centime d'euro. Ces valeurs sont cohérentes avec celles obtenues sur données agrégées (entre 0,8 et 1 centime d'euro d'après Chauvin et Damette, 2010)<fnref n="8" />.

Calculée au point moyen de l'échantillon (consommation annuelle hors biens durables de 25 500 euros et patrimoine brut de 255 000 euros), l'élasticité est de l'ordre de 0,05 : une augmentation de 10 % de la richesse brute est associée à une croissance de la consommation de 0,5 %.

Les effets de richesse estimés ici tiennent compte de la position du ménage dans le cycle de vie et de ses préférences *via* plusieurs caractéristiques. Les effets d'âge sont significatifs et indiquent un rapport de la consommation sur le revenu décroissant sur le cycle de vie. Ce profil est cohérent avec une situation dans laquelle les ménages en milieu de cycle de vie épargnent davantage que les jeunes par prévoyance ou

## Encadré 4 (suite)

Le patrimoine net (ou richesse nette) correspond au patrimoine brut auquel on retranche l'ensemble du capital restant dû au titre des différents emprunts que le ménage a contractés, que ce soit dans à des fins privés (immobilier, consommation) ou professionnelles.

Pour tester l'existence d'effets de richesse différenciés selon la composition du patrimoine des ménages, le patrimoine a été ventilé en 4 catégories d'actifs :

- le patrimoine financier qui inclut tous les encours du ménage investis en produits financiers : comptechèques, livrets d'épargne, épargne-logement, épargne salariale, produits d'épargne retraite, assurances-vie, bons de capitalisation, PEA, comptes-titres, comptes à termes, bons du Trésor, etc. Les estimations des effets de richesse sont fondées sur la valeur de ce patrimoine financier nette du capital restant dû sur les emprunts contractés pour la consommation (hors biens durables);

- la résidence principale dont la valeur est donnée par le ménage en répondant à la question : « Aujourd'hui à combien estimez-vous le prix de revente de ce logement ? ». Le montant retenu tient compte de la part du logement possédée par le ménage. Les estimations des effets de richesse sont fondées sur la valeur de la résidence principale nette du capital restant dû sur les emprunts contractés sur ce bien immobilier;

- les autres actifs immobiliers qui comprennent les résidences secondaires et l'immobilier de rapport. Les estimations des effets de richesse sont fondées sur la valeur nette du capital restant dû sur les emprunts contractés pour l'achat de ces autres biens immobiliers;

- les autres actifs (hors immobilier) sont constitués des actifs professionnels du ménage et de son patrimoine « résiduel » (véhicules, bijoux, œuvres d'art, etc.). Les estimations des effets de richesse sont fondées sur la valeur nette du capital restant dû sur les emprunts contractés pour des motifs professionnels ou pour des motifs privés d'achat de biens durables.

Le revenu du ménage correspond à ses revenus d'activité ou de remplacement (activités, transferts, retraites), et à ses prestations sociales. Les revenus du patrimoine (actifs financiers et immobiliers) en sont exclus.

La personne de référence du ménage est le principal apporteur de ressources dans les 12 mois précédant la date de l'enquête, soit entre novembre 2009 et février 2010.

La contrainte de liquidité est mesurée à l'aide de 3 questions qualitatives recensant si le ménage, au cours des 3 dernières années, a demandé un crédit i) qui a été refusé ou ii) qui a été accordé mais pour un montant inférieur à celui demandé ou encore iii) si le ménage a renoncé à demander un crédit en pensant qu'il serait refusé. Un ménage est considéré comme faisant face à des contraintes de liquidité lorsqu'il a connu l'une de ces situations.

Les périodes de chômage passées ont été construites à partir de deux variables indiquant l'existence de périodes de chômage de courte durée (inférieure à 1 an) et de durée longue (supérieure à 1 an) au cours de l'activité de la personne de référence.

L'existence de périodes d'inactivité pour cause de maladie de la personne de référence a aussi été envisagée.

<footnote n="8">⁸. En prenant une définition du patrimoine la plus proche de la comptabilité Nationale (excluant notamment les biens durables), on obtient une valeur de la propension marginale à consommer égale à 0,6 centime.</footnote>
précaution (« buffer stock », Caroll et Kimball, 1996). L'effet négatif obtenu pour les âges plus élevés pourrait s'expliquer par un motif de transmission et par une production domestique plus importante. On observe également des différences significatives en fonction de la composition du ménage : la part des revenus consacrée à la consommation est d'autant moins grande que le nombre d'adultes est important,

ce qui pourrait s'expliquer par des économies d'échelle. Le niveau de diplôme est également un facteur déterminant significatif : les plus diplômés consomment moins en proportion de leur revenu, démontrant un goût pour l'épargne vraisemblablement plus élevé (plus faible préférence pour le présent). Par ailleurs, les ménages en activité, qu'ils soient salariés ou non, consacrent une part moins importante

<table><caption>Tableau 3
Déterminants individuels du rapport consommation sur revenu des ménages</caption><thead><tr><th></th><th>Coeff.</th><th>Écart-type</th><th>Coeff.</th><th>Écart-type</th></tr></thead><tbody><tr><td>Richesse</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Patrimoine brut</td><td>0,005***</td><td>0,001</td><td>-</td><td>-</td></tr><tr><td>Patrimoine net</td><td>-</td><td>-</td><td>0,006***</td><td>0,001</td></tr><tr><td>Àge</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>De 25 à 29 ans</td><td>Réf.</td><td></td><td>Réf.</td><td></td></tr><tr><td>De 30 à 39 ans</td><td>- 0,125***</td><td>0,033</td><td>- 0,124***</td><td>0,033</td></tr><tr><td>De 40 à 49 ans</td><td>- 0,130***</td><td>0,032</td><td>- 0,132***</td><td>0,032</td></tr><tr><td>De 50 à 59 ans</td><td>- 0,214***</td><td>0,032</td><td>- 0,218***</td><td>0,032</td></tr><tr><td>De 60 à 69 ans</td><td>- 0,165***</td><td>0,038</td><td>- 0,172***</td><td>0,039</td></tr><tr><td>De 70 à 75 ans</td><td>- 0,173***</td><td>0,044</td><td>- 0,181***</td><td>0,044</td></tr><tr><td>Situation sur le marché du travail</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Travailleur indépendant</td><td>0,016</td><td>0,023</td><td>0,023</td><td>0,022</td></tr><tr><td>Travailleur salarié</td><td>Réf.</td><td></td><td>Réf.</td><td></td></tr><tr><td>Retraités</td><td>0,052*</td><td>0,027</td><td>0,052*</td><td>0,027</td></tr><tr><td>Chômeurs</td><td>0,098***</td><td>0,031</td><td>0,096***</td><td>0,031</td></tr><tr><td>Autre</td><td>0,127***</td><td>0,042</td><td>0,132***</td><td>0,042</td></tr><tr><td>Diplôme</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun</td><td>Réf.</td><td></td><td>Réf.</td><td></td></tr><tr><td>Inférieur au bac</td><td>- 0,041**</td><td>0,019</td><td>- 0,041**</td><td>0,019</td></tr><tr><td>Bac</td><td>- 0,068***</td><td>0,025</td><td>- 0,067***</td><td>0,025</td></tr><tr><td>Supérieur court</td><td>- 0,093***</td><td>0,026</td><td>- 0,092***</td><td>0,026</td></tr><tr><td>Supérieur long, grandes écoles</td><td>- 0,162***</td><td>0,022</td><td>- 0,160***</td><td>0,022</td></tr><tr><td>Composition du ménage</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre d'adultes</td><td>- 0,174***</td><td>0,013</td><td>- 0,173***</td><td>0,013</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants</td><td>0,011*</td><td>0,007</td><td>0,012*</td><td>0,007</td></tr><tr><td>Contrainte de liquidité</td><td>0,078***</td><td>0,020</td><td>0,078***</td><td>0,020</td></tr><tr><td>Périodes de chômage passées</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Longue durée</td><td>0,049**</td><td>0,020</td><td>0,048**</td><td>0,020</td></tr><tr><td>Court terme</td><td>0,043**</td><td>0,020</td><td>0,044**</td><td>0,021</td></tr><tr><td>Arrêts maladies passés</td><td>0,037</td><td>0,042</td><td>0,034</td><td>0,042</td></tr><tr><td>Constante</td><td>1,201***</td><td>0,039</td><td>1,202***</td><td>0,039</td></tr><tr><td>R²</td><td colspan="2">0,153</td><td colspan="2">0,154</td></tr><tr><td>Nombres d'observations</td><td colspan="2">3 454</td><td colspan="2">3 454</td></tr></tbody></table>

Lecture : la propension marginale à consommer le patrimoine brut est estimée à 0,5 centime d'euro pour un euro de richesse supplémentaire, toutes choses égales par ailleurs.

La variable dépendante est le ratio de la consommation du ménage (hors biens durables) sur ses revenus (hors revenus du patrimoine).

Estimations par la méthode des MCO. *** significatif à 1 % ; ** significatif à 5 %.

Champ : ménages enquêtés dont la personne de référence (non étudiante) a plus de 24 ans et moins de 76 ans. Sont exclus les ménages avec un patrimoine brut supérieur à 5 millions d'euros, des revenus annuels inférieurs à 2 000 euros ou des valeurs extrêmes sur le ratio consommation sur revenus.

Source : enquête Patrimoine 2010, Insee.
de leurs revenus à leur consommation que les autres. Enfin, avoir connu des périodes de chômage dans le passé conduit à consommer une plus large part de son revenu. Ce résultat peut traduire la nécessité pour les chômeurs de puiser dans leurs réserves pour financer leur consommation, malgré un motif de précaution potentiellement plus important pour ces ménages.

## Des effets richesse qui diminuent avec le montant de la richesse...

Les résultats confirment l'existence, en France, d'un effet de richesse sur la consommation d'une ampleur limitée. Cette estimation moyenne mesurée pour l'ensemble de la population est cependant susceptible de masquer des non-linéarités entre consommation et niveau de patrimoine. Pour évaluer quantitativement ces effets, nous considérons une spécification moins contrainte que la précédente, où les effets de richesse peuvent varier en fonction de la position du ménage dans la distribution du patrimoine<fnref n="9" /> :

$$C_{h,t}/Y_{h,t} = \alpha + \beta_{p_1-p_{49}}(W_h/Y_h)I_{hp_1-p_{49}} + \beta_{p_{50}-p_{69}}(W_h/Y_h)I_{hp_{50}-p_{69}} + \beta_{p_{70}-p_{89}}(W_h/Y_h)I_{hp_{70}-p_{89}} + \beta_{p_{90}-p_{99}}(W_h/Y_h)I_{hp_{90}-p_{99}} + \beta_{z}Z_{h} + u_{h} \quad (3)$$

avec $I_{hp_1-p_{49}}$ une variable indicatrice de l'appartenance du ménage $h$ à l'intervalle de la distribution du patrimoine compris entre les percentiles $p_1$ et $p_k$. Le coefficient $\beta_{p_1-p_k}$ est alors la consommation marginale à consommer la richesse de la

population dont le patrimoine se situe entre ces percentiles $p_j$ et $p_k$. Les seuils ont été choisis de façon à obtenir des sous-populations caractérisées par des structures de patrimoine suffisamment homogènes (Arrondel et al., 2012).

Les résultats des estimations du modèle (3) dans le cas du patrimoine net montrent que la propension marginale à consommer la richesse est décroissante avec le niveau de richesse (cf. tableau 4)<fnref n="10" /> : les ménages les moins dotés (avec un patrimoine net inférieur à la médiane) augmenteraient leur consommation de 3,8 centimes d'euro s'ils disposaient d'un euro de patrimoine supplémentaire. Pour les ménages dont le patrimoine net se situe entre la valeur médiane et celle du 69ᵉ percentile, la propension marginale est plus faible (1,3 centime d'euro). Elle diminue encore dans les niveaux supérieurs de richesse pour atteindre 0,6 centime dans le dernier décile (1,0 centime d'euro entre $p_{70}$ et $p_{89}$).

Le tableau 4 indique également les élasticités de la consommation à la richesse selon le positionnement dans la distribution des patrimoines (mesurée pour les valeurs moyennes de la richesse nette et de la consommation). L'élasticité n'est que de 0,045 en bas de la distribution et de 0,142 chez les plus riches. En d'autres termes, un accroissement de 10 %

<table><caption>Tableau 4
Propension marginale à consommer la richesse par niveau de patrimoine net</caption><thead><tr><th rowspan="2">Percentiles de Patrimoine</th><th colspan="2">Propension marginale estimée (euros)</th><th rowspan="2">Richesse (Moyenne - euros)</th><th rowspan="2">Consommation (Moyenne - euros)</th><th rowspan="2">Élasticité Consommation/ Richesse</th></tr><tr><th>Coefficient</th><th>Écart-type</th></tr></thead><tbody><tr><td>P<sub>1</sub>-P<sub>49</sub></td><td>0,038***</td><td>0,005</td><td>25 900</td><td>22 014</td><td>0,045</td></tr><tr><td>P<sub>50</sub>-P<sub>89</sub></td><td>0,013***</td><td>0,002</td><td>181 000</td><td>23 700</td><td>0,099</td></tr><tr><td>P<sub>70</sub>-P<sub>89</sub></td><td>0,010***</td><td>0,001</td><td>354 150</td><td>28 200</td><td>0,126</td></tr><tr><td>P<sub>90</sub>-P<sub>99</sub></td><td>0,006***</td><td>0,001</td><td>846 200</td><td>35 800</td><td>0,142</td></tr></tbody></table>

Lecture : les ménages dont le patrimoine net est inférieur au patrimoine médian de l'ensemble de la population ont en moyenne un patrimoine net de 25 900 euros. Leur propension marginale à consommer ce patrimoine est estimée à 3,8 centimes d'euro pour un euro de richesse supplémentaire, toutes choses égales par ailleurs. Ainsi, pour le niveau de patrimoine et de consommation moyens de ces ménages, un doublement de leur patrimoine se traduirait par un accroissement de leur consommation 4,5 %.

La variable dépendante est le ratio de la consommation du ménage (hors biens durables) sur ses revenus (hors revenus du patrimoine). Variables de contrôles : âge, statut professionnel et diplôme de la personne de référence dans le ménage, nombre d'adultes et nombre d'enfants dans le ménage, contrainte de liquidité, arrêts chômage passés sur longue période et petite période, arrêts maladie.

Estimations par la méthode des MCO. R² = 0,166, Nombre d'observations : 3 454.*** significatif à 1 % ; ** significatif à 5 %.

Champ : ménages enquêtés dont la personne de référence (non étudiante) a plus de 24 ans et moins de 76 ans. Sont exclus les ménages avec un patrimoine brut supérieur à 5 millions d'euro, des revenus annuels inférieurs à 2 000 euros ou des valeurs extrêmes sur le ratio consommation sur revenus.

Source : enquête Patrimoine 2010, Insee.

<footnote n="9">9. Pour éviter les comportements atypiques, nous avons retiré les patrimoines supérieurs à 5 millions d'euros de notre échantillon économique. Une partie des ménages les plus riches a donc été exclue de notre analyse.</footnote>

<footnote n="10">10. Des tests de robustesse (non reportés ici) ont été effectués en considérant également la position du ménage dans la distribution du patrimoine brut : ils conduisent à des résultats similaires.</footnote>
du patrimoine moyen se traduirait par une augmentation de 1,42 % de la consommation dans le dernier décile de richesse alors que cette hausse ne serait que de 0,40 % pour les ménages dont le patrimoine est inférieur au patrimoine médian. On constate ainsi que la forte concentration des patrimoines et la croissance qu'elle implique pour le ratio W/C surcompense la faible propension marginale à consommer la richesse des plus hauts patrimoines.

En conséquence, d'un point de vue macroéconomique, l'effet global du patrimoine sur le niveau de la consommation dépend fortement de la distribution du patrimoine, notamment des comportements observés chez les plus riches.

## ...et qui dépendent de la composition du patrimoine

Les effets richesse sont-ils différents selon la nature des actifs pris en compte ? Alors que les travaux sur données agrégées distinguent simplement patrimoine immobilier et patrimoine financier, les informations disponibles dans l'enquête *Patrimoine* permettent une décomposition plus fine de la richesse du ménage. En particulier, il est possible de distinguer, au sein des actifs immobiliers, la résidence principale des autres logements (résidences secondaires et immobilier de rapport), ces derniers présentant la particularité d'être plus « liquides » que la résidence principale et d'être détenus pour des motifs différents (d'investissement en particulier).

Nous avons donc ré-estimé l'équation de consommation (2) en distinguant quatre composantes du patrimoine net : patrimoine financier, résidence principale, autres actifs immobiliers, autres actifs hors immobilier. Les résultats obtenus sont résumés dans le tableau 5 (colonne 1). D'après ces estimations, la propension marginale à consommer la richesse financière serait non significativement différente de zéro et celle portant sur le patrimoine immobilier serait de l'ordre de 0,7 centime d'euro. Ces estimations confirment bien que l'effet de richesse estimé globalement à partir du patrimoine (brut ou net) masque une hétérogénéité des effets selon la nature des actifs.

Des données microéconomiques permettent également d'estimer la fonction de consommation en tenant compte du statut d'occupation du logement (propriétaires vs. locataires). En effet, les ménages concernés par les effets de richesse sont uniquement les détenteurs des actifs considérés, ce que ne peuvent isoler les estimations réalisées à partir d'informations macroéconomiques. En restreignant l'estimation aux ménages propriétaires de leur résidence principale, la propension marginale à consommer associée est de 1,75 centime d'euro (cf. tableau 5). Ces ménages disposant d'un patrimoine financier plus diversifié (Arrondel et al., 2012), la propension marginale à consommer la richesse financière devient significative et estimée à 0,2 centime d'euro. Pour les ménages locataires, l'ajustement de la régression est de

<table><caption>Tableau 5
Estimations de la propension marginale à consommer la richesse selon la composition du patrimoine net</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Ensemble</th><th colspan="2">Propriétaires</th><th colspan="2">Locataires</th></tr><tr><th>Coefficient</th><th>Écart-type</th><th>Coefficient</th><th>Écart-type</th><th>Coefficient</th><th>Écart-type</th></tr></thead><tbody><tr><td>Richesse</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Patrimoine financier</td><td>0,0021</td><td>0,001</td><td>0,0022**</td><td>0,001</td><td>- 0,0026</td><td>0,006</td></tr><tr><td>Résidence principale</td><td>0,0070***</td><td>0,001</td><td>0,0175***</td><td>0,001</td><td>-</td><td>-</td></tr><tr><td>Autres actifs immobiliers</td><td>0,0067***</td><td>0,001</td><td>0,0070***</td><td>0,001</td><td>- 0,0025</td><td>0,004</td></tr><tr><td>Autres actifs (hors immobiliers)</td><td>0,0067***</td><td>0,001</td><td>0,0056***</td><td>0,001</td><td>0,0046</td><td>0,004</td></tr><tr><td>R²</td><td colspan="2">0,156</td><td colspan="2">0,23</td><td colspan="2">0,06</td></tr><tr><td>Nombre d'observations</td><td colspan="2">3 454</td><td colspan="2">2 364</td><td colspan="2">1 090</td></tr></tbody></table>

Lecture : la propension marginale à consommer la richesse immobilière (nette) de la résidence principale est estimée à 0,70 centime d'euro pour un euro de richesse supplémentaire, toutes choses égales par ailleurs.

La variable dépendante est le ratio de la consommation du ménage (hors biens durables) sur ses revenus (hors revenus du patrimoine). Variables de contrôles : âge, statut professionnel et diplôme de la personne de référence dans le ménage, nombre d'adultes et nombre d'enfants dans le ménage, contrainte de liquidité, arrêts chômage passés sur longue et petite périodes, arrêts maladie. Estimations par la méthode des MCO. *** significatif à 1 %, ** significatif à 5 %.

Champ : ménages enquêtés dont la personne de référence (non étudiante) a plus de 24 ans et moins de 76 ans. Sont exclus les ménages avec un patrimoine brut supérieur à 5 millions d'euro, des revenus annuels inférieurs à 2000 euros ou des valeurs extrêmes sur le ratio consommation sur revenus.

Source : enquête Patrimoine 2010, Insee.
mauvaise qualité et il n'en ressort aucun effet de richesse<fnref n="11" />.

L'estimation de ce modèle semble indiquer ici que l'immobilier joue un rôle plus important que le patrimoine financier, ce qui va à l'encontre des résultats habituellement obtenus sur données agrégées (Chauvin et Damette, 2010). On peut toutefois se demander si les non-linéarités mises en évidence à partir du patrimoine total (cf. tableau 4) n'affectent pas cette estimation. Pour tenir compte de ces effets, nous avons ré-estimé le modèle (3) en introduisant des coefficients différenciés sur les effets de richesse financière et sur la valeur de la résidence principale selon la position du ménage dans la distribution des patrimoines nets<fnref n="12" />.

## Des effets richesse dépendant simultanément du niveau et de la composition du patrimoine

Les résultats obtenus en tenant compte simultanément de la composition du patrimoine et

de la position des ménages dans la distribution des patrimoines sont résumés dans le tableau 6. Ils montrent alors des effets de richesse immobilière et financière significatifs et décroissants selon le niveau de patrimoine. Les ménages dont le patrimoine net est inférieur à la médiane ont les propensions marginales à consommer leur richesse les plus élevées : 11,5 centimes d'euro pour la richesse financière, 1,1 centime d'euro pour leur résidence principale. Ces propensions marginales diminuent ensuite lorsque le niveau de patrimoine net s'élève, surtout en ce qui concerne le patrimoine financier : 2,5 centimes d'euro pour un euro de richesse financière supplémentaire pour les percentiles de patrimoine brut supérieurs à la médiane et inférieurs

<table><caption>Tableau 6
Propension marginale à consommer la richesse en tenant compte de la composition du patrimoine et du niveau de richesse</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variables de richesse</th><th rowspan="2">Percentiles de patrimoine net</th><th colspan="2">Propension marginale (euros)</th><th rowspan="2">Valeur de la composante du patrimoine (moyenne en euros)</th><th rowspan="2">Consommation (moyenne en euros)</th><th rowspan="2">Élasticité consommation/ richesse</th></tr><tr><th>Coefficient</th><th>Écart-type</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Patrimoine financier</td><td>P<sub>1</sub>-P<sub>49</sub></td><td>0,115***</td><td>0,012</td><td>8 000</td><td>22 014</td><td>0,042</td></tr><tr><td>P<sub>50</sub>-P<sub>69</sub></td><td>0,025***</td><td>0,008</td><td>26 400</td><td>23 700</td><td>0,028</td></tr><tr><td>P<sub>70</sub>-P<sub>89</sub></td><td>0,015***</td><td>0,005</td><td>52 800</td><td>28 200</td><td>0,028</td></tr><tr><td>P<sub>90</sub>-P<sub>99</sub></td><td>0,001***</td><td>0,001</td><td>178 100</td><td>35 800</td><td>0,005</td></tr><tr><td rowspan="4">Résidence principale</td><td>P<sub>1</sub>-P<sub>49</sub></td><td>0,011**</td><td>0,004</td><td>14 650</td><td>22 014</td><td>0,007</td></tr><tr><td>P<sub>50</sub>-P<sub>69</sub></td><td>0,009***</td><td>0,002</td><td>128 500</td><td>23 700</td><td>0,049</td></tr><tr><td>P<sub>70</sub>-P<sub>89</sub></td><td>0,009***</td><td>0,002</td><td>233 200</td><td>28 200</td><td>0,074</td></tr><tr><td>P<sub>90</sub>-P<sub>99</sub></td><td>0,007***</td><td>0,002</td><td>332 000</td><td>35 800</td><td>0,065</td></tr><tr><td>Autres actifs immobiliers</td><td></td><td>0,008***</td><td>0,001</td><td>30 900</td><td>25 500</td><td>0,010</td></tr><tr><td>Autres actifs (hors immobiliers)</td><td></td><td>0,006***</td><td>0,001</td><td>27 000</td><td>25 500</td><td>0,006</td></tr></tbody></table>

Lecture : la propension marginale à consommer la richesse financière (nette) pour les ménages dont le patrimoine net est inférieur à la médiane est estimée à 11,5 centimes d'euro pour un euro de richesse supplémentaire, toutes choses égales par ailleurs. Compte tenu de leurs niveaux moyens de patrimoine et de consommation, en moyenne, un doublement de leur patrimoine financier se traduirait par une augmentation de 4,2 % de leur consommation annuelle.

La variable dépendante est le ratio de la consommation du ménage (hors biens durables) sur ses revenus (hors revenus du patrimoine). Variables de contrôles : âge, statut professionnel et diplôme de la personne de référence dans le ménage, nombre d'adultes et nombre d'enfants dans le ménage, contrainte de liquidité, arrêts chômage passés sur longue période et petite période, arrêts maladie.

Estimations par la méthode des MCO. R² = 0,179. *** significatif à 1 %, ** significatif à 5 %.

Champ : ménages enquêtés dont la personne de référence (non étudiante) a plus de 24 ans et moins de 76 ans. Sont exclus les ménages avec un patrimoine brut supérieur à 5 millions d'euro, des revenus annuels inférieurs à 2 000 euros ou des valeurs extrêmes sur le ratio consommation sur revenus.

Source : enquête Patrimoine 2010, Insee.

<footnote n="11">11. Des estimations complémentaires ont été menées en isolant les ménages détenant des actions (30 % de l'échantillon), directement ou indirectement, qui sont les plus susceptibles d'être impactés par les variations des prix sur les marchés financiers. Ces estimations ne permettent pas de conclure à des effets de richesse significativement différents de zéro, aussi bien pour la richesse financière que pour les autres actifs.</footnote>

<footnote n="12">12. Pour de raisons de parcimonie, seuls les effets du patrimoine financier et de la résidence principale sont décomposés par niveau de richesse.</footnote>
à $p_{70}$, 1,5 centime pour l'intervalle $p_{70}-p_{90}$ et non significativement différente de zéro dans le dernier décile ; pour le logement principal, la baisse est moins accentuée (0,9 centime d'euro entre $p_{50}$ et $p_{90}$ puis 0,7 centime d'euro dans le dernier décile).

Avec cette spécification, la propension marginale à consommer les autres actifs immobiliers est estimée à 0,8 centime d'euro et celle à consommer les autres actifs (hors immobiliers) à 0,6 centime, soit des ordres de grandeurs proches de ceux obtenus précédemment. Enfin, les coefficients estimés associés aux autres variables explicatives (non reportées dans le tableau 7) sont très peu impactés par la spécification économétrique.

Cette forte hétérogénéité des propensions marginales à consommer la richesse se traduit également au niveau des élasticités calculées aux valeurs moyennes (cf. tableau 6). Pour le patrimoine financier, cette élasticité varie entre 0,042 au dessous de la médiane et 0,028 au-dessus (hors décile supérieur). Ce qui signifie qu'un patrimoine financier supérieur de 10 % à la moyenne se traduirait par un surplus de consommation de 0,42 % pour les ménages se situant en dessous de la médiane et 0,28 % pour ceux se situant au-dessus. Pour la résidence principale, l'élasticité de la consommation à la valeur de la résidence principale est la plus élevée pour les ménages dont le patrimoine net se situe au-dessus de $p_{70}$ : posséder un logement dont la valeur dépasse de 10 % le logement moyen se traduit par un surplus de consommation de 0,74 % pour les percentiles $p_{70}$ à $p_{89}$ et 0,65 % pour les percentiles $p_{90}$ à $p_{99}$.

## Correction des biais éventuels de l'effet richesse

Un point souvent discuté dans la littérature empirique est la nature de la corrélation entre consommation et richesse. Celle-ci pourrait être fallacieuse si des variables affectant simultanément consommation et richesse sont omises. Plus précisément, les anticipations de revenus sont susceptibles d'avoir un effet à la fois sur la consommation des ménages et sur son épargne. Pour éviter ce biais potentiel sur données individuelles, une solution consiste à introduire des mesures d'anticipations des ménages quand elles sont disponibles<fnref n="13" />. Adoptant l'approche de Cooper (2013), nous avons introduit des indicatrices géographiques (département de résidence) afin de contrôler des différences

d'environnement économique (risque de chômage, prix de l'immobilier, etc.) qui pourraient induire des différences d'anticipations selon les ménages. L'introduction de ces variables additionnelles n'affecte pas nos résultats.

## Bilan : de la nécessité de tenir compte de la concentration des patrimoines...

Les résultats de notre étude empirique confirment l'existence, en France, d'effets de richesse sur la consommation de faible ampleur. Ils mettent en évidence des propensions marginales à consommer la richesse décroissantes avec le niveau de richesse et différenciées selon la nature des actifs. La propension à consommer la richesse financière est importante pour les patrimoines inférieurs à la médiane (11,5 centimes d'euro), nettement supérieure à l'effet richesse résultant de la propriété (1,6 centime d'euro). Pour les deux composantes, les effets décroissent avec le niveau de patrimoine : dans le décile supérieur, l'effet richesse est nul pour le patrimoine financier, et faible (0,6 centime d'euro) pour le logement principal.

Ces résultats plaident ainsi pour une prise en compte simultanée du niveau des patrimoines et de leur composition afin d'évaluer correctement les effets de richesse sur la consommation dans la population. En effet, ignorer ces aspects peut conduire à des conclusions fallacieuses : les estimations obtenues sans tenir compte des non-linéarités le long de l'échelle des patrimoines conduisaient à une propension marginale plus élevée pour la richesse immobilière que pour la richesse financière.

Cette analyse sur données individuelles souligne également le rôle de la concentration des patrimoines sur les effets de richesse. En effet, lorsque l'on raisonne en termes d'élasticités calculées au point moyen de chaque segment de population, il apparaît que la concentration de la richesse dans le haut de la distribution vient contrebalancer l'effet des propensions marginales à consommer décroissantes, en particulier pour la richesse immobilière.

<footnote n="13">13. Dans notre cas, il n'est pas possible d'introduire directement des mesures subjectives d'anticipations des ménages. Comme signalé précédemment, les questions relatives aux anticipations ont été posées à un autre sous-échantillon que celui interrogé sur la consommation dans l'enquête Patrimoine 2010.</footnote>
## Le rôle de l'endettement et des hypothèques

L'estimation de la propension marginale à consommer est censée évaluer un effet direct de richesse sur la consommation faisant suite à une valorisation non anticipée du patrimoine. Nous avons déjà souligné que cet effet pouvait se doubler d'un effet indirect *via* le canal de « confiance », traduisant l'impact de la révision des anticipations concernant les ressources futures sur la consommation. On peut y ajouter un autre effet indirect *via* le canal dit du « collatéral » : dans le cas où les biens immobiliers servent de garanties aux emprunts (hypothèque), la capacité d'emprunt du ménage dépend directement de la valeur de son parc immobilier (Browning *et al.*, 2013).

## Une propension marginale à consommer la richesse immobilière plus forte avec des prêts hypothécaires

Le marché hypothécaire est cependant moins développé en France que dans d'autres pays, notamment les pays anglo-saxons. Il est essentiellement utilisé pour l'achat d'un logement. En France, les prêts pour l'achat d'un logement sont en effet principalement de deux types : (i) les hypothèques ou privilèges de prêteurs de deniers (qui se rapprochent le plus de la notion anglo-saxonne de « *mortgages* ») et (ii) le crédit-logement (emprunts garantis par une société de cautionnement, généralement une banque, une société d'assurance ou une mutuelle). En France, l'introduction du crédit hypothécaire rechargeable (à hauteur des remboursements déjà effectués) comme garantie possible aux crédits immobiliers et à la consommation (plafonné au montant initialement garanti) n'a eu lieu qu'en 2007 et a ensuite été abrogée en juillet 2014¹⁴.

En 2010, selon l'Autorité de contrôle prudential, moins de 30 % des crédits logement distribués étaient des prêts hypothécaires, la grosse majorité des emprunts immobiliers étant garantis par des sociétés d'assurances<fnref n="15" />. Malgré ce rôle potentiellement limité du canal du collatéral en France<fnref n="16" />, on peut toutefois se demander si les ménages détenant des emprunts garantis par des biens immobiliers ont des comportements de consommation spécifiques. Ainsi, au sein de notre échantillon économétrique, 9,4 % des ménages ont au moins un crédit en cours de remboursement gagé sur un bien immobilier.

Pour identifier des effets de richesse sur la consommation spécifiques aux ménages endétés avec des garanties immobilières, nous avons estimé l'équation de consommation du tableau 7 sur deux sous-populations : parmi les ménages propriétaires, ceux qui détiennent un prêt hypothécaire et ceux qui n'en détiennent pas.

On observe une plus forte propension marginale à consommer la richesse immobilière des ménages détenant des prêts gagés sur un bien immobilier, quel que soit le niveau de patrimoine net (multiplié par 1,5 en moyenne)<fnref n="17" />. Comme les variables de patrimoine sont définies en termes de valeur nette du capital restant dû, ces effets tiennent compte du niveau d'endettement des ménages. Par ailleurs, on retrouve des effets de richesse décroissants avec le niveau de patrimoine dans les deux sous-échantillons, ce qui est cohérent avec les conclusions du tableau 6.

Une plus grande diffusion des crédits hypothécaires au sein de la population serait donc susceptible d'affecter les comportements de consommation des ménages concernés et donc de renforcer les effets de richesse immobilière.

Si le crédit hypothécaire est « rechargeable » et même si les possibilités d'emprunts sont plafonnées au montant initialement garanti, les ménages dont la propriété est hypothéquée et qui disposent d'un patrimoine immobilier net plus important au moment de l'enquête ont également une capacité d'emprunt plus forte (ils sont moins contraints par la liquidité), ce qui tend à augmenter leur propension marginale à consommer le patrimoine.

Ces résultats seraient donc cohérents avec l'existence d'un canal du collatéral en France qui renforcerait les effets de richesse directs sur la consommation. Cependant, les propensions marginales à consommer la richesse plus élevées pour les ménages disposant de crédits hypothécaires pourraient également s'expliquer par un effet de sélection de l'offre

<footnote n="14">14. De plus, le crédit hypothécaire rechargeable n'était pas autorisé pour les crédits renouvelables (ou crédit revolving).</footnote>

<footnote n="15">15. Source : ACP (2011), Synthèse sur le financement de l'habitat en 2010, Analyses et Recherche. Lien : http://www.acpr.banquefrance.fr/fileadmin/user_upload/acp/publications/documents/201107-ACP-enquete-sur-le-financement-de-l-habitat-en-2010.pdf.</footnote>

<footnote n="16">16. Sur données agrégées, Chauvin et Muellbauer (2014), à partir d'une modélisation jointe de la consommation, de l'endettement et des prix immobiliers, concluent à l'absence d'effet du canal du collatéral en France.</footnote>

<footnote n="17">17. La différence n'est cependant pas significative pour les ménages les plus riches (dernier décile de patrimoine net).</footnote>
bancaire, en particulier si les banques proposent les crédits hypothécaires à des ménages aux situations spécifiques en termes de risque ou solvabilité.

## Le rôle des contraintes de liquidité

Pour tester l'effet des contraintes de liquidité sur la propension marginale à consommer la richesse, l'échantillon des ménages a été scindé en deux et selon deux critères alternatifs :

- avoir fait face ou non à une contrainte de rationnement partiel ou total de crédits au cours

des 3 dernières années (cf. encadré 4 pour la définition de l'indicateur qualitatif) ;

- avoir ou non un ratio élevé d'endettement. Celui-ci est mesuré par le rapport du capital restant dû de l'ensemble des prêts du ménage sur ses revenus ; on définit comme « élevé » un ratio supérieur à 2, ce qui correspond au 9ᵉ décile de la distribution de cette variable dans la population.

Si les résultats obtenus sur le sous-échantillon de ménages ayant rencontré des contraintes financières ne sont pas probants, ceux obtenus selon le ratio d'endettement montrent des effets

<table><caption>Tableau 7
Propension marginale à consommer la richesse, garanties immobilières et endettement</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variables de richesse</th><th rowspan="2">Percentiles de Patrimoine net</th><th colspan="2">Collatéral</th><th colspan="2">Endettement</th></tr><tr><th>Propriétaires avec garanties immobilières</th><th>Propriétaires sans garantie immobilière</th><th>Ratio capital restant dû/ revenu > 2</th><th>Ratio capital restant dû/ revenu < 2</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6"><strong>Patrimoine financier</strong></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>1</sub>-P<sub>49</sub></td><td>0,075</td><td>0,078<sup>**</sup></td><td>0,017<sup>***</sup></td><td>0,119<sup>***</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,062</td><td>0,031</td><td>0,043</td><td>0,015</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>50</sub>-P<sub>69</sub></td><td>0,037</td><td>0,030<sup>**</sup></td><td>0,067<sup>**</sup></td><td>0,021<sup>***</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,039</td><td>0,012</td><td>0,034</td><td>0,008</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>70</sub>-P<sub>89</sub></td><td>0,042<sup>*</sup></td><td>0,024<sup>***</sup></td><td>0,042</td><td>0,013<sup>**</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,022</td><td>0,056</td><td>0,016</td><td>0,002</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>90</sub>-P<sub>99</sub></td><td>0,006</td><td>0,003<sup>***</sup></td><td>0,002</td><td>0,001</td><td></td></tr><tr><td>0,006</td><td>0,001</td><td>0,003</td><td>0,001</td><td></td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Patrimoine immobilier</strong></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>1</sub>-P<sub>49</sub></td><td>0,103<sup>***</sup></td><td>0,061<sup>***</sup></td><td>0,032<sup>***</sup></td><td>0,016<sup>**</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,024</td><td>0,007</td><td>0,016</td><td>0,007</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>50</sub>-P<sub>69</sub></td><td>0,046<sup>***</sup></td><td>0,031<sup>***</sup></td><td>0,030<sup>***</sup></td><td>0,009<sup>***</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,011</td><td>0,003</td><td>0,007</td><td>0,003</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>70</sub>-P<sub>89</sub></td><td>0,026<sup>***</sup></td><td>0,019<sup>***</sup></td><td>0,018<sup>***</sup></td><td>0,008<sup>***</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,059</td><td>0,002</td><td>0,005</td><td>0,002</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">P<sub>90</sub>-P<sub>99</sub></td><td>0,014<sup>***</sup></td><td>0,008<sup>***</sup></td><td>0,013<sup>***</sup></td><td>0,007<sup>***</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,002</td><td>0,001</td><td>0,004</td><td>0,001</td><td></td></tr><tr><td rowspan="2">Autres actifs</td><td rowspan="2">Ensemble</td><td>0,007<sup>***</sup></td><td>0,006<sup>***</sup></td><td>0,006<sup>***</sup></td><td>0,007<sup>***</sup></td><td></td></tr><tr><td>0,002</td><td>0,001</td><td>0,002</td><td>0,002</td><td></td></tr><tr><td>Autres contrôles</td><td></td><td>Oui</td><td>Oui</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td></td><td>0,278</td><td>0,269</td><td>0,258</td><td>0,177</td></tr><tr><td>Nombre d'observations</td><td></td><td>351</td><td>2 011</td><td>550</td><td>2 904</td></tr></tbody></table>

Lecture : la propension marginale à consommer la richesse immobilière (nette) pour les ménages dont le patrimoine net est inférieur à la médiane et détenant au moins un prêt garanti par un bien immobilier est estimée à 10,3 centimes d'euro pour un euro de richesse supplémentaire, toutes choses égales par ailleurs.

La variable dépendante est le ratio de la consommation du ménage (hors biens durables) sur ses revenus (hors revenus du patrimoine). Variables de contrôles : âge, statut professionnel et diplôme de la personne de référence dans le ménage, nombre d'adultes et nombre d'enfants dans le ménage, contrainte de liquidité (sauf colonne 3), arrêts chômage passés sur longue période et petite période, arrêts maladie. Estimations par la méthode des MCO. *** significatif à 1%, ** significatif à 5%, * significatif à 10%. On a fait figurer l'écart-type en italique sous chaque coefficient.

Champ : ménages enquêtés dont la personne de référence (non étudiante) a plus de 24 ans et moins de 76 ans. Sont exclus les ménages avec un patrimoine brut supérieur à 5 millions d'euro, des revenus annuels inférieurs à 2000 euros ou des valeurs extrêmes sur le ratio consommation sur revenus.

Source : enquête Patrimoine 2010, Insee.
de richesse immobilière et financière plus élevés lorsque les ménages sont fortement endettés (tableau 7, colonne 2). Comme la théorie le laisseait attendre, un accroissement de richesse non anticipé permettrait à ces ménages de consommer d'avantage.

## Des résultats robustes

Pour juger de la robustesse des résultats obtenus, nous avons ré-estimé nos régressions en élargissant le périmètre de l'échantillon, en faisant varier les définitions de certaines variables qui pourraient induire des comportements différenciés de la part des ménages.

Pour les propriétaires de leur résidence principale, les loyers fictifs ont tout d'abord été réintégrés dans les revenus et dans la consommation, ceci afin de rendre les dépenses des ménages plus homogènes à celles des locataires. Les effets richesse obtenus, globalement et sous toutes ses composantes (financière, immobilière ou autre), sont très proches des résultats précédents et ne remettent pas en cause les conclusions obtenues.

Si l'on ré-estime la régression du tableau 6 non plus sur les 25-75 ans mais sur tous les groupes d'âge, on obtient sensiblement les mêmes effets non linéaires entre la consommation et les différentes composantes de la richesse du ménage : de 8,5 centimes d'euros pour les patrimoines financiers les plus faibles à 0 pour les plus importants ; de 1,4 centimes d'euro pour les résidences principales les plus modestes à 0,6 centime pour les plus onéreuses.

Enfin, l'introduction de la variable « être contraint par la liquidité » est susceptible de poser plusieurs problèmes statistiques liés à sa potentielle endogénéité. Ainsi, si les contraintes de liquidités peuvent restreindre la consommation d'un ménage, une relation inverse est également possible : un ménage dont les dépenses de consommation seraient trop élevées pourrait voir ses demandes de prêts refusées. Plutôt que d'introduire la variable dichotomique dans les régressions, nous avons utilisé une estimation de la probabilité d'être contraint ou non, fonction d'un certain nombre de caractéristiques sociodégraphiques du ménage. Là encore, la mesure des effets de richesse n'est pas modifiée et les ménages contraints présentent, comme dans

les régressions précédentes, une propension à consommer leur revenu plus importante.

* *

*

Notre étude empirique menée sur les données de l'enquête *Patrimoine* 2010 a montré que l'effet richesse est globalement faible en France, se situant autour de 0,5 centime d'euro pour un euro de richesse supplémentaire, ce qui confirme les résultats obtenus sur données macroéconomiques. Une analyse plus fine révèle cependant que cet effet dépend de la nature des actifs considérés et qu'il présente de fortes non linéarités le long de l'échelle des patrimoines. Ainsi, la propension marginale à consommer la richesse financière passe de plus de 11 centimes pour les ménages dont le patrimoine net est inférieur à la médiane à un effet nul pour les ménages du décile le plus riche (entre 1,5 et 2,5 centime d'euro pour les classes moyennes patrimoniales). Cet effet richesse est nettement moins élevé pour la résidence principale pour laquelle les propensions marginales à consommer se situent entre 1,1 centime (pour les patrimoines net inférieur à la médiane) et 0,7 centime (pour le décile le plus riche). Enfin, ces effets richesse sont renforcés par l'existence d'un collatéral qui augmentent les capacités d'emprunt des ménages lorsqu'ils recourent aux hypothèques et par celle des contraintes de liquidité. En résumé, si globalement l'effet richesse est faible en France, il joue néanmoins un rôle non négligeable sur la consommation de certaines franges de la population.

Étudier cette influence du patrimoine et de ses fluctuations sur la consommation est important pour mieux comprendre la dynamique macroéconomique, particulièrement en période de crise économique et d'instabilité des marchés. Mesurer les effets richesse permet de mieux cerner les logiques de consommation des ménages et leur impact sur la croissance. Il s'agit notamment d'évaluer l'impact des variations de richesse ou encore de celui des contraintes sur les marchés du crédit sur le niveau des dépenses des particuliers. Pour la politique économique, il s'agit de mieux analyser les conséquences en termes de consommation et de croissance de toute mesure entrainant un enrichissement ou un appauvrissement patrimonial des ménages.

Notre étude apporte un éclairage sur les conséquences, en matière de consommation, des politiques qui affectent la valeur des actifs, qu'il
s'agisse de la politique monétaire (niveau des taux d'intérêt) ou des politiques fiscales (fiscalisation/défiscalisation de certains actifs). Les ménages les moins aisés sont en effet plus sensibles à la valeur de leurs actifs. Cependant, la concentration des patrimoines dans la population

est telle que les comportements des ménages les plus aisés contribuent davantage à l'effet richesse global. Les analyses portant sur la croissance et l'évaluation du bien-être devraient ainsi intégrer la diversité des comportements de consommation en fonction du patrimoine. ☐

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STATISTIQUES DESCRIPTIVES DE L'ÉCHANTILLON UTILISÉ

Moyennes des variables utilisées

<table><thead><tr><th></th><th>Ensemble enquête Patrimoine</th><th>Module consommation</th><th>Échantillon économique</th></tr></thead><tbody><tr><td>Patrimoine brut</td><td>261 090</td><td>265 330</td><td>254 861</td></tr><tr><td>Patrimoine net</td><td>231 048</td><td>235 231</td><td>220 654</td></tr><tr><td>Patrimoine financier</td><td>51 686</td><td>52 023</td><td>44 593</td></tr><tr><td>Résidence principale</td><td>125 856</td><td>129 177</td><td>137 786</td></tr><tr><td>Autres actifs immobiliers</td><td>35 619</td><td>39 418</td><td>39 130</td></tr><tr><td>Autres actifs (hors immobilier)</td><td>47 929</td><td>44 712</td><td>33 352</td></tr><tr><td>Revenu (hors revenu du patrimoine)</td><td>32 567</td><td>32 841</td><td>36 143</td></tr><tr><td>Àge</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Moins de 30 ans</td><td>0,201</td><td>0,184</td><td>0,074</td></tr><tr><td>De 30 à 39 ans</td><td>0,173</td><td>0,187</td><td>0,224</td></tr><tr><td>De 40 à 49 ans</td><td>0,180</td><td>0,193</td><td>0,231</td></tr><tr><td>De 50 à 59 ans</td><td>0,175</td><td>0,183</td><td>0,214</td></tr><tr><td>De 60 à 69 ans</td><td>0,158</td><td>0,147</td><td>0,177</td></tr><tr><td>De 70 à 75 ans</td><td>0,113</td><td>0,105</td><td>0,081</td></tr><tr><td>Activité</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Travailleurs indépendants</td><td>0,063</td><td>0,050</td><td>0,050</td></tr><tr><td>Travailleurs salariés</td><td>0,488</td><td>0,527</td><td>0,611</td></tr><tr><td>Retraités</td><td>0,345</td><td>0,316</td><td>0,253</td></tr><tr><td>Chômeurs</td><td>0,058</td><td>0,056</td><td>0,031</td></tr><tr><td>Autres</td><td>0,046</td><td>0,051</td><td>0,055</td></tr><tr><td>Diplôme</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun</td><td>0,184</td><td>0,160</td><td>0,147</td></tr><tr><td>Inférieur au baccalauréat</td><td>0,447</td><td>0,447</td><td>0,447</td></tr><tr><td>Baccalauréat</td><td>0,134</td><td>0,134</td><td>0,127</td></tr><tr><td>Supérieur court</td><td>0,104</td><td>0,095</td><td>0,103</td></tr><tr><td>Supérieur long, grandes écoles</td><td>0,133</td><td>0,164</td><td>0,176</td></tr><tr><td>Taille du ménage</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre d'adultes</td><td>1,575</td><td>1,578</td><td>1,624</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants</td><td>0,655</td><td>0,665</td><td>0,792</td></tr><tr><td>Contraintes de liquidité (oui/non)</td><td>0,114</td><td>0,122</td><td>0,13</td></tr><tr><td>Périodes longues de chômage dans le passé</td><td>0,134</td><td>0,139</td><td>0,152</td></tr><tr><td>Périodes courtes de chômage dans le passé</td><td>0,117</td><td>0,127</td><td>0,139</td></tr><tr><td>Arrêts maladie dans le passé</td><td>0,035</td><td>0,034</td><td>0,035</td></tr><tr><td>Nombre d'observations</td><td>12 788</td><td>4 519</td><td>3 454</td></tr></tbody></table>

Lecture : la première colonne donne la moyenne des variables utilisés dans la totalité de l'échantillon de l'enquête Patrimoine (France métropolitaine). Moyenne pondérée.