L’effet du programme d’amnistie canadien et de la réforme fiscale

L’effet du programme d’amnistie canadien et de la réforme fiscale

3.1.2 Réformes

Comme Lopez-Laborda et Rodrigo (2003) évaluent et mesurent de façon distincte l’effet du programme d’amnistie et de la réforme fiscale, cette étude a été considérée à la fois comme une évaluation d’amnistie et comme une évaluation de réforme fiscale.

Deux études évaluent donc l’impact de réformes fiscales, l’une utilise une série chronologique interrompue (Lopez-Laborda & Rodrigo, 2003-2) et l’autre les méthodologies de la régression de différence-en-différence et la régression discontinue (Gorodnichenko & al., 2008). Ces deux études concernent des pays aux conditions sociales, politiques et économiques distinctes : l’Espagne et la Russie.

Cependant, les deux réformes ont été implantées pour résoudre des problèmes de fraude à l’impôt sur le revenu et ont modifié plusieurs composantes des régimes fiscaux en place. Le tableau 6 détaille les principales caractéristiques des réformes et des méthodologiques employées dans les évaluations.

Gorodnichenko et al. (2008) ont estimé les retombées de l’introduction de l’impôt sur le revenu à taux fixe (13%) en Russie en 200115. Pour déterminer l’effet de cette réforme sur l’évasion fiscale, ils utilisent l’écart entre les dépenses et les revenus déclarés par les ménages comme mesure d’évasion16.

Contrairement aux autres études, les données proviennent d’un sondage effectué auprès des contribuables : le Russian Longitudinal Monitoring Survey (RLMS), où entre 8 343 et 10 670 individus et 3 750 et 4 718 ménages ont rempli les questionnaires durant les six cycles à l’étude17.

Les auteurs constituent deux groupes, soit un groupe de contribuables qui connaissent les réductions d’impôt les plus importantes (groupe expérimental) et un constitué de contribuables pour qui la réforme n’entraîne peu ou pas de changement du taux d’imposition (groupe témoin).

De plus, ces analyses permettent de vérifier si les contribuables moins fortunés vont réagir différemment. Les analyses effectuées avec la régression différence-en-différence, montrent que l’écart « consommation-revenu » diminue d’environ 9 à 12 % dans le groupe expérimental par rapport au groupe témoin.

Des analyses supplémentaires évaluent l’effet de la réforme au sein de groupes où le traitement est moins susceptible d’être confondu avec d’autres facteurs.

Ils comparent les contribuables se situant juste au-dessous et au-dessus du point de coupure délimitant le groupe expérimental et le groupe témoin, à l’aide de la régression discontinue.

Ces contribuables partagent certaines caractéristiques, soit la même probabilité d’être vérifiés ou les mêmes habitudes de consommation. Cela permet de contrôler l’effet des autres dispositions introduites par la réforme.

Les résultats obtenus avec ces groupes sont similaires, illustrant que la diminution de l’évasion fiscale n’est pas attribuable à l’augmentation de la sévérité des peines ou des probabilités d’être contrôlé, mais à l’augmentation de la conformité dans les déclarations de revenus et dépenses.

15 La réforme introduit d’autres changements tels que la réduction des sanctions draconiennes pour fraude, un nouveau système de déductions et crédits (incitation à déclarer les revenus), des mesures plus sévères de lutte à l’évitement fiscal et la simplification de certaines exigences de déclaration et du mode de cotisation sociale.

16 Ils utilisent quatre modélisations de l’évasion fiscale selon différentes mesures de la consommation (durable, non durable) et des avoirs (revenus, gains, épargne). Gorodnichenko et al. (2008) montrent que leur variable est corrélée avec les déterminants habituels de l’évasion fiscale.

17 Ils utilisent les cycles de 1998 et de 2000 à 2004, ce qui correspond à six périodes de collecte selon le site web du RLMS (voir bibliographie).

Gorodnichenko et al. (2008) évaluent aussi l’impact de la réforme sur la productivité, car la réponse aux changements introduits par la réforme pourrait être due à une augmentation de la productivité du travail.

En excluant les gains individuels générés par la diminution des taux d’impôt (4,5 %), l’effet de la réforme sur la productivité est faible : on observe une augmentation des revenus (18-19%) et de la consommation (8-9%) déclarés due à l’augmentation de la productivité, mais la diminution de l’écart « consommation-revenu » attribuable à l’évasion fiscale reste évaluée entre 10% et 11 % pour l’ensemble de l’échantillon.

L’étude a une cote de 4 sur 5 à l’échelle de rigueur méthodologique. Tout comme pour les recettes fiscales, de multiples facteurs extérieurs peuvent influencer les dépenses et les revenus déclarés des ménages russes.

Plusieurs variables contrôles sont présentes dans leurs différents modèles, soit l’inflation, la région, l’année, l’interaction région*année (pour contrôler les changements régionaux dans le marché du crédit et les différences dans l’application de la loi) et d’autres facteurs socioéconomiques.

Les spécifications additionnelles des groupes comparés et la vérification de l’impact de la réforme sur la productivité du travail permettent de nuancer et préciser les résultats obtenus.

Bien que leur méthodologie soit transparente, on ne peut pas affirmer avec certitude que les postulats statistiques inhérents à leurs analyses statistiques soient respectés. Les auteurs admettent également une réserve à l’égard de leur utilisation de la régression discontinue.

Concernant les limites, bien qu’ils prennent soin de corriger les biais envisageables dans leurs modélisations, les auteurs indiquent que la création des groupes expérimental et témoin n’est pas exempte de biais, notamment parce qu’elle n’est pas aléatoire.

De plus, leurs variables dépendantes sont mesurées à partir de données autodéclarées, ce qui peut introduire un biais, car les contribuables peuvent sous ou surdéclarer leur consommation ou leurs revenus.

Lopez-Laborda et Rodrigo (2003) ont évalué les retombées de la réforme introduite entre 1988 et 1991 en Espagne. L’introduction de l’impôt individuel (au lieu de familial) est la principale disposition de la réforme, qui comprend aussi la diminution des taux d’impôt marginaux, le resserrement des pratiques de contrôle et l’augmentation des retenues à la source.

L’incidence de la réforme est évaluée sur les recettes mensuelles provenant de l’impôt sur le revenu entre janvier 1979 et janvier 1998.

Comme les analyses effectuées ne parviennent pas à attribuer à l’amnistie les fluctuations observées dans les recettes, ils testent des hypothèses alternatives à l’aide de la détection des valeurs extrêmes de la série et de l’analyse d’intervention.

Ces tests confirment la présence de deux structures différentes avant et après le mois de décembre 1989, moment où l’effet permanent sur la série est détecté. Les auteurs constatent que c’est la réforme introduite de 1988 à 1991 qui est responsable de cet effet permanent de hausse des recettes fiscales.

« By contrast, the other break points selected by that test (October 1982 and January 1987) do not find similar empirical support in the detection of outliers » (Lopez-Laborda & Rodrigo, 2003; p.90). Cependant, les auteurs ne se prononcent pas sur la forme (brusque ou graduelle) de l’effet.

La rigueur méthodologique de l’étude a été évaluée précédemment (cote de 4 sur 5). La limite concernant l’absence de série témoin fait en sorte qu’on ne peut pas complètement écarter l’influence possible de facteurs économiques et sociaux.

Selon les hypothèses formulées par les auteurs, la réforme pourrait avoir encouragé les femmes mariées à entrer sur le marché du travail ou pourrait avoir incité les contribuables à gagner un revenu plus élevé, augmentant ainsi les recettes fiscales.