Notes
- (*)Centre d’Économie de Paris Nord (CEPN) (Cnrs-FRE 2148).
- (1)Les estimations des équations du commerce extérieur que l’on trouve dans la littérature appliquée sont inspirées du modèle à substituts imparfaits dont les fondements remontent à Armington (1969). Ce modèle a été amendé par de nombreux auteurs tels que Dixit et Stiglitz (1977), Krugman (1980), Helpman et Krugman (1985) ou plus récemment Erkel-Rousse (1997).
- (2)Cette approche est la plus fréquemment utilisée par les modélisateurs internationaux qui font face à de nombreuses contraintes. Pour ne citer que quelques modèles : Multimod, QuestII et plus récemment Interlink.
- (3)Dans la mesure où nous avons retenu des parts de marché qui évoluent dans le temps pour les 17 pays, cela représente un tableau de 27 (1970-1996) colonnes avec 289 (17*17) lignes au minimum. Aussi, ces parts de marché ne seront pas présentées dans le papier. Néanmoins, elles sont à la disposition du lecteur auprès de l’auteur.
- (4)La mise en œuvre du test comporte deux étapes. Tout d’abord, on maximise la fonction de vraisemblance en ignorant les restrictions pour obtenir l’estimateur du maximum de vraisemblance $? du modèle libre. Ensuite, on détermine une estimation du maximum de vraisemblance ? qui satisfasse l’ensemble des restrictions. Le logarithme du ratio du maximum de vraisemblance LR est asymptotiquement distribué et suit une loi du ?2 avec un degré de liberté égal au nombre de contraintes. En notant par L( $ )? le logarithme du maximum de vraisemblance du modèle libre et par L( )? celui du modèle contraint, nous pouvons alors écrire que : LR L L= - ?22 *[ ( $ ) ( )]? ? ? avec L L( $ ) ( )? ?> et LR >0 Cette statistique correspond à l’hypothèse nulle d’un paramètre identique pour tous les pays. Si la p-value est supérieure à 5 % on accepte l’hypothèse nulle à savoir le modèle contraint.
- (5)Pour une présentation plus détaillée, le lecteur peut se référer au texte de S. Guichard et J.P. Laffargue sur la « Comparaison de la formation des salaires dans un panel de pays industrialisés ».
- (6)Nous avons fourni, en annexe, des estimations où nous avons supprimé le trend et la contrainte sur l’élasticité de la demande à long terme. L’élasticité de la demande à long terme ressort alors largement supérieure à l’unité dans tous les pays sauf au Japon et en Italie. D’autres modifications sont perceptibles concernant notamment l’élasticité de la demande à court terme et la force de rappel. Toutes deux se sont accrues dans la plupart des pays.
- (7)Nous avons également effectué des tests avec des outputs gaps. Cependant, les élasticités obtenues étaient très faibles, aussi nous n’avons pas retenu cette spécification.
1L’objet de cet article est de proposer une approche économétrique innovante permettant d’estimer les élasticités des équations du commerce extérieur. L’ambition de cette étude n’est pas d’améliorer le contenu théorique de ces équations pour lequel il existe un certain consensus [1] mais d’obtenir des élasticités robustes pouvant être utilisées dans un modèle de commerce.
2Parmi les études empiriques réalisées, il est possible d’identifier deux approches économétriques : l’écono métrie des séries temp orelles et l’économétrie de panel. Nous choisissons ici l’économétrie de panel [2]. En effet, à la dimension temporelle s’ajoute la dimension géographique qui accroît l’information disponible et améliore la qualité des résultats obtenus en augmentant les degrés de liberté. À partir d’une stratégie de tests emboîtés, nous testons l’égalité des paramètres entre les pays.
3Le travail est réalisé sur un panel de 17 pays composé des États-Unis, du Japon, du Canada et de 14 pays européens (Allemagne, Autriche, Danemark, Espagne, Finlande, France, Grèce, Italie, Irlande, Pays-Bas, Portugal, Suède, Royaume-Uni, la Belgique et le Luxembourg sont agrégés). Les données exprimées en fréquence annuelle portent sur l’ensemble des biens et services et couvrent la période 1970-1996.
4L’étude s’organise en quatre parties. Dans une première partie, nous présentons les équations du commerce extérieur à estimer ainsi que les variables explicatives des comportements étudiés. La d eux ième partie concerne la méthode économétrique adoptée - issue des SUR (Seemingly Unrelated Regression) - et les résultats des estimations. Dans une troisième partie, les élasticités estimées sont mises en perspectives avec celles d’autres travaux empiriques. La dernière partie a pour objet d’étudier la cohérence et la pertinence de nos élasticités lorsqu’elles sont introduites dans un modèle « bouclé » de commerce extérieur. Nous vérifions tout d’abord que les élasticités estimées satisfont la condition de Marshall-Lerner. Ensuite nous simulons des chocs pour voir si les résultats obtenus sont vraisemblables.
5Les résultats sont intéressants pour plusieurs raisons. Ils montrent que nos estimations sont cohérentes avec les différents travaux réalisés en la matière. En outre, les élasticités-prix que nous estimons sont plus élevées et ce, malgré les contraintes supplémentaires que nous nous sommes imposées, notamment en élargissant l’échantillon à l’ensemble des biens et services. Dans la mesure où, à juste titre, les critiques adressées aux estimations des élasticités-prix portent essentiellement sur la faiblesse de leur niveau (Oliveira-Martins et alii, 1996), ce résultat est substantiel et laisse envisager de nouvelles pistes d e recherche à partir de ces méthodes économétriques. De plus, la stratégie de tests emboîtés a mis en avant l’existence de différences structurelles entre pays, notamment il apparaît que les pays n’ont pas les mêmes sensibilités aux variations de prix et de demande.
Les équations retenues
6Les travaux relatifs à la modélisation des échanges internationaux sont pour la plupart qualifiés de “néo-keynésiens”, dans la mesure où ils reposent sur les fondements de comportement de demande. Deux types de modèles dominent la littérature, le modèle à substituts parfaits et le modèle à substituts imparfaits. Sous l’hypothèse de production de chaque bien à coûts constants (ou décroissants), si les biens étaient des substituts parfaits alors le bien domestique ou étranger envahirait le marché entier (Magee 1975) et chaque pays deviendrait alors exportateur ou importateur du bien mais il n’y aurait pas d’échanges croisés (Rhomberg 1973). Cette hypothèse ne peut être retenue puisque, dans la réalité, le commerce de biens s’effectue dans les deux sens. De plus, si les substituts étaient parfaits, les élasticités-prix seraient infinies. Or, ce n’est pas ce que montrent les travaux empiriques. Aussi, dans notre étude, nous retenons le modèle à substituts imparfaits qui permet d’expliquer les écarts de prix pour un mêmebien (ou service) entre deux régions.
7Les fondements théoriques des équations de volume d’importations et d’exportations s’inspirent d’Armington (1969). En économie ouverte, les volumes d’importations et d’exportations résultent de la maximisation de l’utilité des consommateurs sous leur contrainte budgétaire. La résolution de ce prog ramme fait dépendre les volumes d’importations et d’exportations de variables de demande et d’indicateurs de compétitivité-prix.
8Les équations retenues dans ce papier tiennent compte des principales variables explicatives des comportements - d’importations, d’exportations et de prix des exportations - déterminées par les modèles théoriques. Les trois équations de commerce estimées sont écrites sous forme de modèle à correction d’erreur afin de faire apparaître une dynamique de court terme et une trajectoire de long terme.
L’équation d’importations
9Conformément à la théorie, la modélisation des équations d’importations fait intervenir un terme de revenu national et un indicateur de prix relatif, défini comme le rapport entre le prix des biens et services nationaux et le prix des importations de biens et services.
10Nous avons privilégié une approche en termes d’absorption et, plutôt que de prendre un indicateur tel que le PIB nous avons retenu une variable de demande. En outre, pour tenir compte du contenu en importations des exportations, nous prenons une variable de demande finale qui correspond à la somme des demandes y compris celle en exportations, plutôt qu’une variable de demande interne. Dans la plupart des modèles, les prix nationaux sont mesurés par un prix de production. Mais nos premières estimations réalisées avec des prix de production ont conduit à de très mauvais résultats. Aussi, avons nous effectué une tentative avec un prix de demande finale qui prend en compte l’ensemble des demandes et demeure cohérent avec le choix de demande finale. Les résultats sont apparus nettement meilleurs.
11Afin de mesurer l’ouverture des économies (c’est-à-dire le fait que les importations croissent généralement plus rapidement que le PIB) et l’évolution tendancielle de la compétitivité hors prix, on introduit généralement un trend. Cependant l’introduction d’une variable supplémentaire fait baisser le nombre de degrés de liberté de l’estimation, ce qui a pour conséquence de diminuer la qualité et lafiabilité des résultats. Pour nepas avoir ce problème, nous contraignons l’élasticité demande à long terme des importations à l’unité. C’est d’ailleurs cette spécification qui est retenue dans la plupart des modèles (Multimod, QuestII, Amadeus, Banque de France, etc.).
12Parfois, les travaux sur les estimations des équations d’importations retiennent également un terme qui mesure les tensions sur les capacités de production. Cependant, le taux d’utilisation des capacités de production mesuré de façon directe n’est pas donné pour tous les pays, aussi nous avons préféré ne pas l’incorporer dans l’équation d’importations.
13Les importations sont une fonction croissante de la
demande finale et de la compétitivité-prix mesurée
par le rapport entre le prix de l’absorption et le prix
des importations :
IMM : importations de biens et services en volume 90 ;
14ACT : demande domestique finale en volume 90 ;
15PA : prix de l’absorption en monnaie nationale ;
16PMM : prix des importations de biens et services en monnaie nationale.
L’équation d’exportations
17À long terme, les exportations sont fonction croissante d’un indicateur de demande étrangère et d’un indicateur de compétitivité-prix du pays étudié qui est le rapport entre le prix des concurrents sur les marchés des exportations et le prix des exportations nationales.
18avec :
EXM : exportations de biens et services en volume
90 ;
19FACT : demande mondiale en volume 90 ;
20PFM : prix des concurrents sur le marché des exportations de biens et services en monnaie nationale ;
21PXM : prix des exportations en monnaie nationale.
22La demande étrangère adressée au pays i est définie comme étant une somme des importations des partenaires commerciaux pondérée par la part des exportations du pays i dans les importations totales du partenaire ( )aij.
23Dans la plupart des modèles, les parts de marché sont calculées pour une année de référence. Or, l’idée retenue ici est que la structure des échanges s’est modifiée entre 1970 et 1996. Aussi, pour tenir compte de la déformation structurelle dans le temps des parts de marché, nous avons préféré retenir des parts de marché qui évoluent dans le temps. Ainsi, pour chaque année, nous avons calculé des parts de marché effectives.
24Les calculs [3] ont été réalisés de manière exogène, hors modèle, à partir des flux bilatéraux de la base Chelem du Cepii. En raison des contraintes liées aux données, ces parts de marché sont calculées sur l’ensemble des biens et non sur l’ensemble des biens et services. En outre, les échanges bilatéraux de biens sont exprimés en valeur et sont très volatils. Aussi, les parts de marché retenues sont corrigées de leurs tend ances à p artir d’u n filtre d’Hodrick-Prescott.
25Dans l’équation d’exportations intervient également le prix des concurrents du pays étudié sur les marchés d’exportations. Pour définir le prix des concurrents du pays i, nous allons procéder par étape. Nous appliquons la méthode dite d es “ doubles pondérations” utilisée notamment par l’OCDE.
26Tout d’abord, nous calculons le prix des exportations
des concurrents du pays i sur le marché j. En notant k
les pays concurrents et ( )PXMij ce prix, on écrit :
ERi le taux de change du pays i et ERi90 le taux de change du pays i en 1990.
27Ce prix correspond à une somme des prix d’exportation des pays k, pondérée par la part des exportations de chacun dans les importations totales du pays j corrigées des exportations en provenance du pays
28 Le prix des concurrents du pays i sur l’ensemble des marchés d’exportation ( )PFM tient compte de la i structure géographique des exportations du pays i à savoir la part que représente le marché j dans les exportations totales du pays
L’équation du prix des exportations
29Le prix des exportations dépend de deux éléments : le prix de production du bien (ou service) et les prix pratiqués par les concurrents. L’équation du prix des exportations est également un modèle à correction d’erreur. À long terme ce prix est une moyenne arithmétique du déflateur du PIB au coût des facteurs et des prix des concurrents étrangers.
30La relation de long terme indique si la détermination du prix des exportations d’un pays dépend plus du prix de ses concurrents que de son prix de production ( , )pxm3 0 5>.
Économétrie et résultats
La méthode économétrique
31Comme nous l’avons souligné au cours de l’introduction, notre objectif n’est pas d’améliorer le contenu théorique des équations de comportement du commerce extérieur mais d’obtenir des estimations robustes et comparables entre pays.
32Les estimations sont réalisées pour un panel de 17 pays sur la période 1970-1996, soit 27 points en fréquence annuelle. Au total, pour chaque variable, en couplant l’information temporelle et l’information géographique, nous avons 27*17 soit 459 observations. Nous ne procédons pas aux tests traditionnels de stationnarité et de cointégration car notre période d’estimation est trop courte pour obtenir des résultats fiables. Les données d’importations, d’exportations et les coefficients de pondération sont extraits de la base Chelem du Cepii. Les prix ainsi que la demande finale sont issus des Perspectives Economiques de l’OCDE.
Le choix de l’économétrie de panel
33Chaque équation de comportement conduit à un système d’équations qui peut être estimé par différentes techniques qui prennent en compte ou non les interdépendances entre les équations du système. Il existe deux approches alternatives pour estimer les paramètres du système. La première consiste à estimer séparément chaque équation du système à partir des méthodes traditionnelles sur séries temporelles. Dans laseconde approche, dite de « panel », les paramètres sont estimés sur le système entier c’est-à-dire en empilant les équations pour les 17 pays. L’objectif étant d’estimer un système d’équations dont la spécification est la même pour tous les pays mais avec des paramètres qui peuvent différer, la seconde méthode est la plus appropriée. En effet, cette méthode présente l’avantage de pouvoir contraindre les paramètres à être identiques entre les équations et d’utiliser des techniques qui prennent en compte la corrélation des résidus entre les équations.
L’estimation par les moindres carrés non linéaires
34Dans la mesure où toutes les variables explicatives sont supposées exogènes, les paramètres peuvent être estimés par la méthode des SUR. L’estimation s’effectue en deux étapes. Tout d’abord on estime le système par les moindres carrés non linéaires en fusionnant les I(T-2) observations. L’estimation par les moindres carrés non linéaires ne pose pas de problème puisque le nombre de pays est inférieur au nombre d’années ( )I T< -1. Les résidus obtenus permettent alors de calculer la matrice de variance-covariance des erreurs ( )?. Cette matrice est alors corrigée de l’auto-corrélation et est ensuite utilisée comme matrice initiale pour réestimer le système précédent. Cette étape est itérée un certain nombre de fois afin d’affiner les résultats et d’obtenir la convergence des paramètres du système.
35En pratique, la matrice de variance-covariance des résidus ( )? est très imprécise. La structuration de cette matrice améliore sa précision. Aussi, à chaque itération, nous avons introduit dans notre algorithme une procédure d’analyse factorielle présentée par Doz (1998) et développée par Guichard&Laffargue (1999). Le principe sous-jacent repose sur l’hypothèse selon laquelle les covariances entre les chocs qui affectent les économies à une même date sont issues d’un nombre limité de facteurs communs.
Les tests « emboîtés »
36La démarche consiste dans un premier temps à estimer un modèle général, dit « libre », où les paramètres prennent une valeur propre à chaque pays. Au fur et à mesure, les paramètres sont contraints en vue de se rapprocher du modèle « particulier » dans lequel tous les paramètres sont égaux entre pays.
37Pour tester les modèles les uns par rapport aux autres, on applique des tests relatifs aux modèles dits « emboîtés ». Différents tests sont disponibles (Davidson et McKinnon, Ch 12, 1993). Nous avons retenu un test de la statistique du rapport de vraisemblance (LR) [4] avec pour hypothèse nulle le modèle contraint et pour hypothèse alternative le modèle libre. À chaque étape on effectue le test de la statistique du rapport de vraisemblance pour savoir si le modèle contraint est rejeté. Le cas échéant, on continu e à contraind re d es paramètres supplémentaires [5].
38Les différentes étapes de la mise en œuvre des tests emboîtés sont présentées pour chaque équation de comportement sous forme de tableaux (cf. annexe 3).
Les résultats
Les importations
39L’équation d’importations contient six paramètres à estimer : la constante (imm0), les deux élasticités de court terme (imm1 et imm2), la force de rappel (imms), l’élasticité de long terme (imm4) et le trend (imm5). Pour les raisons évoquées précédemment, l’élasticité de la demande à long terme (imm3) a été contrainte à l’unité [6].
40La première série de tests comporte six hypothèses nulles (un des paramètres est commun à tous les pays) et une hypothèse alternative commune (les paramètres sont différents dans tous les pays), (cf. annexe A3.1).
41Dès le départ, les tests ont rejeté chacune des hypothèses nulles (p-values < 5 %). Ainsi, pour l’équation d’importations, nous sommes amenés à retenir le modèle « général » où les paramètres prennent des valeurs différentes pour chaque pays. Ce résultat montre qu’au niveau des importations les différences structurelles sont importantes tant à court terme qu’à long terme.
42Les résultats des estimations obtenues pour le comportement d’importations sont récapitulés dans le tableau 1. Les élasticités à court terme des importations à la demande ont le signe attendu et sont toutes supérieures à 1 sauf au Japon. Une accélération de l’activité nationale conduit dans tous les pays, excepté le Japon, a une hausse élevée des importations à court terme. Le Royaume-Uni, l’Autriche et la Grèce sont les pays où la répercussion est relativement la plus basse. L’Italie se détache avec une élasticité très élevée.
43À court terme, les élasticités des importations aux prix ont pour la majorité le mauvais signe mais elles sont dans l’ensemble non significativement différentes de zéro. Seules l’Italie et l’Irlande échappent à ce constat avec des élasticités de bon signe et significatives. En Italie, cette élasticité est relativement élevée alors que pour l’Irlande elle est relativement basse. Seul le Japon pose problème avec une élasticité de mauvais signe mais significative au seuil de 5 %.
44La force de rappel a le signe attendu mais on constate qu’elle varie fortement d’un pays à l’autre : la France et le Canada ont des forces de rappel relativement faibles alors que pour le Danemark et la Grèce elles sont relativement élevées. Les forces de rappel de la Belgique et de l’Italie sont non significativement différentes de zéro. Toutes les tendances, à l’exception de l’Italie, ont le signe attendu. Elles sont relativement plus faibles en Finlande et en Suède.
résultats des estimations des paramètres de l’équation d’importations
résultats des estimations des paramètres de l’équation d’importations
45Les élasticités-prix à long terme des importations ont le bon signe, sauf celle de l’Allemagne. Ces élasticités demeurent relativement faibles puisqu’elles sont inférieures à l’unité. Pour autant, nos résultats sont comparables aux travaux réalisés en la matière qui conduisent également à des élasticités-prix de long terme faibles lorsque l’élasticité n’est pas contrainte à l’unité (cf. tableau 4).
46En outre, la plupart de ces travaux portent uniquement sur les produits manufacturés et devraient donc conduire à des élasticités-prix supérieures aux nôtres, estimées sur l’ensemble des biens et services. En effet, la prise en compte des matières premières pourlesquelles les substituts sont rares contribue à faire diminuer la valeur des élasticités-prix.
Les exportations
47L’équation d’exportations a été testée dans un premier temps avec une élasticité à long terme des exportations à la demande non contrainte à l’unité. Les estimations ont conduit à des élasticités proches de l’unité et les tests n’ont pas rejeté l’égalité à l’unité. Ainsi, la spécification retenue ici est une équation d’exportations dans laquelle l’élasticité-demande à long terme est contrainte à l’unité.
48Les différentes étapes mises en œuvre pour réaliser ces tests sont présentées dans l’annexe A3.2. Les résultats ont conduit à retenir deux modèles : dans le premier la force de rappel (exms) est commune à tous les pays alors que dans le second c’est l’élasticité des prix à long terme (exm4) qui est contrainte à être identique entre les pays. Afin de choisir entre ces deux modèles, nous avons mis en place une stratégie de tests non emboîtés. Nous avons choisi pour ce faire le “J test” présenté dans Davidson et McKinnon (1993) et dans Greene (1997). Les résultats n’ont pas permis de trancher entre ces deux modèles. Dans ces circonstances, des arguments économiques peuvent alors intervenir dans le choix du modèle. Dans la mesure où les pays étudiés ici appartiennent à l’ensemble de l’OCDE, ce sont des pays industrialisés, ouverts au commerce et aux flux de capitaux. Aussi, à long terme, sous l’effet de la concurrence et du rattrapage technologique, il est raisonnable de considérer que ces pays ont le même comportement. Nous retenons donc comme modèle celui où l’élasticité-prix des exportations à long terme est la même pour tous les pays. Les différences entre ces pays résident dans la dynamique de l’équation d’exportations. D’une part, à court terme ces pays réagissent différemment aux chocs affectant les économies et d’autre part, ils ne convergent pas vers la relation de long terme à la même vitesse.
49Les résultats des estimations sont reportés dans le tableau 2. Les élasticités à court terme ont toutes le sig ne attendu. Certain es néanmo ins so nt non-significatives. Le Danemark, l’Irlande et le Japon o nt des élasticités à cou rt terme non-significatives. Seule la relation de long terme permet dans ce cas d’expliquer l’évolution des exportations de ces pays. L’Italie, le Portugal et la France ont une élasticité des exportations aux prix à court terme qui n’est pas significative. Les élasticités des exportations à la demande sont inférieures à l’unité à court terme. Aussi, les exportations sont moins sensibles aux variations de demande à court terme qu’à long terme.
50La force de rappel est non-significative dans le cas de l’Autriche alors que pour les autres pays elle ressort significative avec le bon signe. Pour ce pays, la question du retour à la relation de long terme reste problématique. Les écarts observés entre les forces de rappel des différents pays sont moins importants que pour les importations. La plus basse est celle de l’Irlande avec – 0,09 et la plus élevée celle du Danemark avec–0,60.
51L’élasticité à long terme des exportations aux prix est la même pour tous les pays et est de 1,11 ce qui est relativement élevé par rapport aux résultats des autres travaux empiriques présentés dans le tableau.
52Notons que la statistique du R2 est très mauvaise pour le Portugal et l’Irlande. Ceci nous amène à penser que pour ces pays, le modèle retenu n’est pas le plus adéquat. Il est donc possible d’interpréter ce résultat comme une marque d’écart entre ces pays et le modèle qui convient à la majorité du panel. Ces résultats ne sont pas contradictoires avec la réalité puisque ces deux pays ont des spécialisations différentes essentiellement basées sur les investissements directs et le commerce de réexportation.
53Les résultats montrent que pour les pays du panel, les différences sont moins prononcées pour les exportations que pour les importations. À long terme, les trajectoires seraient identiques. Néanmoins, les forces de rappel étant différentes, ces pays ne convergent pas vers cette relation de long terme à la même vitesse.
Le prix des exportations
54Les tests sont présentés dans l’annexe A3.3. Le modèle retenu [7] est le modèle où tous les paramètres sont contraints à être identiques entre les pays sauf l’élasticité à court terme des prix des exportations aux prix du PIB.
55À court terme, la sensibilité du prix des exportations aux variations du prix des concurrents est la même pour tous les pays (0,39). Il apparaît également qu’à court terme, les exportateurs sont plus sensibles aux prix de production qu’à ceux des concurrents. Ainsi, face à une augmentation des coûts de production, les exportateurs préfèrent répercuter en partie cette hausse sur leurs prix (comportement de marge) quitte à perdre de la compétitivité et donc des parts de marché. C’est surtout vérifié pour les États-Unis, le Japon et le Canada dont les élasticités sont respectivement 0,94,0,83 et 0,8. En Finlande, en Espagne et au Portugal, les variations des prix de production ont également plus d’impact sur le prix des exportations que les variations du prix des concurrents. Cependant, l’élasticité-prix de production est moins fortequepour les autres pays.
résultats des estimations des paramètres de l’équation d’exportations
résultats des estimations des paramètres de l’équation d’exportations
56À long terme, on observe le phénomène inverse. Les exportateurs calent leurs prix sur ceux des concurrents afin de maintenir leur compétitivité et préserver leurs parts de marché, l’élasticité des prix des exportations aux prix des concurrents étant de 0,68. Ce résultat est assez étonnant dans la mesure où n ous nous s erions atten dus à avoir des comportements différents, notamment pour les États-Unis qui sont souvent considérés comme un pays très peu influencépar les prix des concurrents.
57Toutefois, au regard de la statistique du R2, nous pouvons voir que trois pays semblent moins bien adaptés à ce modèle que les autres. Il s’agit de la Grèce, des États-Unis et du Canada.
Quelques élasticités issues d’autres modèles
Une comparaison délicate...
58Dans la mesure où nous souhaitons que nos estimations puissent être utilisées dans le cadre d’un modèle multinational, il apparaît utile de comparer nos élasticités avec celles d’autres travaux. Toutefois cette comparaison est délicate et ce pour plusieurs raisons. D’abord, les estimations ne portent pas sur les mêmes champs de données. Alors que dans la plupart des études les données retenues pour les estimations concernent les produits manufacturés ou l’ensemble des biens et services moins certains secteurs tels que l’énergie, nous prenons des données relatives à l’ensemble des biens et services. Ensuite, la méthode économétrique adoptée n’est pas la même pour toutes les estimations. Enfin, les estimations sont réalisées dans notre étude sur des données en fréquence annuelle alors que pour certains modèles tel que Nigem, les données sont trimestrielles.
… mais intéressante
59Les élasticités présentées dans le tableau 4 sont les élasticités qui correspondent au long terme du modèle auquel elles appartiennent. Au regard de ce tableau, nous pouvons voir que nos estimations restent proches des ordres de grandeur des élasticités des autres modèles.
60Rappelons que notre travail porte sur l’ensemble des biens et services. Nous avons testé l’égalité de l’élasticité demande de long terme des exportations à l’unité et c’est l’hypothèse que nous avons retenue. N ous av ons imposé une contrain te sur l’élasticité-demande des importations à long terme et nous avons introduit un trend. En italique, nous avons indiqué les valeurs des élasticités obtenues dans le cadre des estimations sans contrainte sur la demande et sans tendance.
résultats des estimations des paramètres de l’équation du prix des exportations
résultats des estimations des paramètres de l’équation du prix des exportations
comparaison de nos élasticités de long terme avec celles d’autres modèles multinationaux
comparaison de nos élasticités de long terme avec celles d’autres modèles multinationaux
61Dans Quest, les élasticités à long terme de demande et de prix des équations d’importations et d’exportations sont toutes unitaires ainsi que les élasticités à court terme de demande de ces mêmes équations. Avant d’imposer des contraintes sur les élasticités, les estimations avaient conduit à des élasticités-prix de long terme qui variaient entre 0,7 et 1,5 pour les importations et 0,7 et 1.8 pour les exportations. À court terme, les élasticités prix varient pour les importations et pour les exportations.
62Dans Nigem et Mimosa, les estimations sont réalisées sur les produits manufacturés à partir de l’économétrie des séries temporelles. À part la contrainte retenue sur l’élasticité-demande des exportations à long terme dans Nigem, aucune restriction n’est imposée dans ces deux modèles. Des tendances sont également introduits dans les équations de volume. A priori, dans la mesure où ces modèles effectuent leurs estimations sur les produits manufacturés, ils devraient conduire à des élasticités-prix plus élevées que les nôtres. Ceci est vérifié pour les importations mais pas pour les exportations.
63Dans Multimod, les estimations concernent l’ensemble des biens et services sauf les produits pétroliers. Les élasticités des importations à la demande sont contraintes à l’unité à court et à long terme. Les élasticités-prix à court terme et à long terme sont les mêmes dans tous les pays et sont respectivement égales à 0,33 et 0,99. La force de rappel varie de 0,06 pour le Canada et les États-Unis à 0,35 pour le Japon. Les élasticités des exportations à la demande sont une fois encore contraintes à l’unité à court et à long terme. Les élasticités prix sont les mêmes dans les pays à court terme (0,45) et à long terme (1,74). La force de rappel varie de 0,01 au Canada et en France à 0,36 au Japon.
64Plus récemment, l’OCDE a réestimé des élasticités des équations d’exportations pour son modèle Interlink. Deux approches ont été adoptées. La première consiste à estimer pour chaque pays les élasticités par les moindres carrés ordinaires. Dans la seconde, l’estimation se fait simultanément pour tous les pays à partir de l’économétrie de panel. Nous présenterons ici les résultats relatifs à la deuxième approche dont la méthode économétrique est relativement proche de la nôtre. À long terme, l’élasticité des exportations à la demande est contrainte à l’unité et l’élasticité-prix des exportations est de 0,99 à l’exception des États-Unis (0,63), du Japon (1,69), du Danemark (0,62) et des Pays-Bas (0,54). Concernant les élasticités des équations d’importations du modèle Interlink à la date à laquelle ce papier est écrit, nous n’avons pas réussi à trouver de publications OCDE à ce propos. Néanmoins, il se peut qu’un travail semblable à celui réalisé sur les exportations soit en cours.
Simulations de chocs de taux de change
65Dans cette partie, nous avons reconstitué un modèle de commerce extérieur intégrant les équations d’importations, d’exportations et de prix des exportations pour les 17 pays du panel étudié. Les paramètres introduits dans les équations sont ceux qui ont été estimés dans cette étude. Seules les élasticités qui avaient le mauvais signe ont été contraintes à zéro, les élasticités non significatives mais avec un bon signe n’ont pas été corrigées. La demande mondiale ainsi que le prix des concurrents ont également été endogénéisés.
66L’objet de cette partie est de montrer comment le modèle de commerce extérieur retenu ici réagit à des chocs tels que ceux de taux de change. Avant tout, nous vérifions que nos élasticités satisfont au théorème des élasticités critiques. Ensuite, nous présentons les résultats de chocs de dévaluations simulés à partir du logiciel Troll.
Théorème des élasticités critiques
67Dans le cas d’une dévaluation, les effets sur le solde des biens et services transitent par des effets volumes et par des effets prix. L’effet total est ambigu et il est a priori difficile de déterminer lequel de l’effet prix ou de l’effet volume l’emportera. Toutefois, la condition de « Marshall-Lerner » ou « théorème des élasticités critiques » stipule qu’une dévaluation améliore le solde des échanges extérieurs si la somme des élasticités-prix est supérieure à 1.
68Dans notre étude, cette condition est donnée par l’équation (18).
69Le tableau 5 présente pour tous les pays les calculs de la condition de Marshall-Lerner. Ces calculs ont été réalisés avec les élasticités obtenues sauf pour l’Allemagne où nous avons pris une élasticité-prix des importations nulle puisque dans les estimations cette élasticité a le mauvais signe et est non significative.
70Les pays étudiés vérifient tous la condition de Marshall-Lerner. La somme des élasticités-prix de l’Italie et de la Belgique est largement supérieure à 1, ce qui s’explique par le fait que les élasticités-prix des importations estimées pour ces deux pays sont très fortes.
condition de Marshall-Lerner
condition de Marshall-Lerner
Dévaluations et courbes en J
71Lors d’une dévaluation, le premier effet observé est la dégradation des termes de l’échange qui conduit à la détérioration de la balance courante. Puis, si la condition de « Marshall-Lerner » est vérifiée, les effets induits par les gains de compétitivité interviennent et améliorent la balance courante. L’évolution de la balance courante décrit alors une courbe en J.
72Les graphiques 6.1 à 6.3 ci-après illustrent l’impact sur la balance des biens et services d’une dévaluation de 10 % de la monnaie nationale. La plupart des pays ont une balance des biens et services qui décrit l’évolution d’une courbe en J. Dans un premier temps, la balance des biens et services (exprimée en pourcentage du PIB) se dégrade. Ensuite, les effets négatifs de la détérioration des termes de l’échange sont compensés par les effets volumes.
73Cette amélioration de la balance des biens et services est néanmoins différente selon les pays. Elle est très faible pour les États-Unis, la Grèce et l’Autriche, qui ne retrouve d’ailleurs que très difficilement son niveau initial. La faiblesse des élasticités-prix des importations explique cette évolution. A contrario, la forte élasticité des prix aux importations fait de l’Italie un cas atypique puisqu’elle ne connaît pas de détérioration de son solde des biens et services. Cependant, c’est avec prudence qu’il faut interpréter le cas italien car à long terme cette élasticité ne ressort pas significative. En moyenne, les chocs sont amortis au bout de 6 ans.
74Nous avons également étudié l’impact sur les balances des biens et services d’une dévaluation de 10 % des monnaies des pays de l’Union européenne ainsi qu’une dévaluation de 10 % des monnaies des pays de la zone euro. Les courbes ( _ )CTBUE i et ( _ )CTBEURO i des graphiques 6.4 à 6.6 illustrent les résultats de ces dévaluations.
75Lorsque la dévaluation est commune aux pays de l’Union européenne (ou de la zone euro), on observe les effets attendus pour les pays membres à savoir : dégradation de la balance des biens et services dans un premier temps puis amélioration dans un deuxième temps. Comme prévu, lors d’une dévaluation commune, les gains réalisés par ces pays en terme de compétitivité-prix sont évidemment plus faibles comparés aux gains obtenus dans le cadre d’une dévaluation isolée.
76Une dévaluation de l’euro a un impact légèrement négatif sur la balance des biens et services des pays européens non membres de l’union monétaire. Entre autres, la détérioration se fait relativement moins sentir au Royaume-Uni qu’en Suède, Danemark et Grèce.
77Les pays non membres de l’Union européenne (ou de la zone euro) réagissent en sens inverse et les courbes des balances des biens et services ont alors la forme d’une courbe en J inversée. Le Canada apparaît très peu touché par les dévaluations au sein de l’Union européenne (ou de la zone euro). Ce résultat est conforme au fait que le Canada commerce relativement peu avec l’Europe. Les États-Unis sont affectés par ces dévaluations mais dans des proportions moindres que le Japon.
Conclusion
78La valeur des élasticités des équations du commerce extérieur et plus précisément celle des élasticités-prix ont entraîné de nombreuses discussions autour de différents thèmes tels que le rôle du taux de change dans l’altération des balances commerciales nominales à long terme. Ce papier représente une contribution à ces débats par l’estimation d’un modèle de commerce sur un panel de 17 pays industrialisés. Son caractère innovant réside dans l’applicatio n d’une méthode économétrique originale permettant de tester l’égalité des paramètres entre pays.
79Nos estimations ont conduit à des élasticités qui restent en ligne avec celles d’autres travaux. Dans l’ensemble les résultats sont satisfaisants surtout en ce qui concerne les élasticités-prix pour lesquelles nous avons des valeurs généralement plus élevées que celles d’autres études empiriques et donc plus conformes à la théorie et aux faits stylisés. En outre, la somme des élasticités-prix obtenues est pour tous les pays supérieure à l’unité. La condition de Marshall-Lerner est donc vérifiée pour les économies du panel étudié. Toutefois, certaines élasticités sont à interpréter avec prudence et devraient sans aucun doute être discutées si elles étaient destinées à un modèle multinational.
80En plus d’avoir conduit à des résultats convenables, la méthode économétrique retenue a permis de mettre en évidence un certain nombre de points intéressants. Les tests réalisés sur l’égalité des paramètres ont notamment montré qu’il existe des différences structurelles entre pays, plus ou moins marquées selon le comportement étudié. À court terme, que ce soit pour les importations ou les exportations, les différences de sensibilité entre les pays étudiés sont très importantes. En revanche, à long terme, les différences dans les comportements des pays apparaissent plus importantes pour l’équation d’importations q ue po ur celle d’exportations où seule la force de rappel varie entre pays.
81Les simulations réalisées à partir de l’écriture d’un modèle complet et bouclé de commerce extérieur ont conforté l’idée que les pays étudiés ont des comportements différents. Ainsi, l’analyse a permis de démontrer que les pays du panel réagissent tous à des variations de change mais dans des proportions inégales. Une analyse des facteurs explicatifs de ces divergences pourrait venir compléter ce travail.
Annexe 1
résultats des estimations sur l’équation d’importations
résultats des estimations sur l’équation d’importations
Annexe 2
résultats des estimations sur l’équation d’exportations
résultats des estimations sur l’équation d’exportations
Annexe 3 : les tests réalisés sur les équations
82 A3.1 : équation d’importations
83 Les tests rejettent chacune des hypothèses nulles (p-values < 5 %). Ainsi, pour l’équation d’importations, nous sommes amenés à retenir le modèle général où les paramètres prennent des valeurs différentes pour chaque pays.
84 A3.2 : équations d’exportations
85 Première étape
86Nous avons donc dans un premier temps une hypothèse alternative commune et cinq hypothèses nulles.
87Les tests ont rejeté trois des cinq hypothèses nulles. En revanche, nous n’avons pas rejeté deux hypothèses nulles : exms (force de rappel) et exm4 (élasticité prix des exportations à long terme) communs à tous les pays.
88 Deuxième étape
89Nous effectuons des tests successifs à partir des modèles où la force de rappel est contrainte d’une part et l’élasticité des exportations aux prix à long terme est contrainte d’autre part.
90a) Nous posons tout d’abord comme hypothèse alternative que la force de rappel est commune à tous les pays. À partir de là, nous avons quatre hypothèses nulles : tous les pays ont des paramètres différents sauf la force de rappel et un des quatre autres paramètres.
91b) Nous effectuons une autre série de tests mais avec cette fois comme hypothèse alternative que tous les paramètres sont différents excepté l’élasticité à long terme des exportations aux prix.
92 A3.3 : l''équation du prix des exportations
93 L’équation du prix des exportations comporte cinq paramètres. Malgré la mise en place d’une procédure d’analyse factorielle, un certain nombre de modèles n’ont pas convergé. Entre autres, c’est le cas du modèle général où les paramètres sont différents pour tous les pays et des modèles où pxm1 ou pxm2 est le même dans les pays. Pour simplifier la présentation, nous proposons une série de tableaux illustrant pas à pas les étapes réalisées pour ces tests.
94Modèle général et modèles avec un paramètre contraint
Bibliographie
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Notes
- (*)Centre d’Économie de Paris Nord (CEPN) (Cnrs-FRE 2148).
- (1)Les estimations des équations du commerce extérieur que l’on trouve dans la littérature appliquée sont inspirées du modèle à substituts imparfaits dont les fondements remontent à Armington (1969). Ce modèle a été amendé par de nombreux auteurs tels que Dixit et Stiglitz (1977), Krugman (1980), Helpman et Krugman (1985) ou plus récemment Erkel-Rousse (1997).
- (2)Cette approche est la plus fréquemment utilisée par les modélisateurs internationaux qui font face à de nombreuses contraintes. Pour ne citer que quelques modèles : Multimod, QuestII et plus récemment Interlink.
- (3)Dans la mesure où nous avons retenu des parts de marché qui évoluent dans le temps pour les 17 pays, cela représente un tableau de 27 (1970-1996) colonnes avec 289 (17*17) lignes au minimum. Aussi, ces parts de marché ne seront pas présentées dans le papier. Néanmoins, elles sont à la disposition du lecteur auprès de l’auteur.
- (4)La mise en œuvre du test comporte deux étapes. Tout d’abord, on maximise la fonction de vraisemblance en ignorant les restrictions pour obtenir l’estimateur du maximum de vraisemblance $? du modèle libre. Ensuite, on détermine une estimation du maximum de vraisemblance ? qui satisfasse l’ensemble des restrictions. Le logarithme du ratio du maximum de vraisemblance LR est asymptotiquement distribué et suit une loi du ?2 avec un degré de liberté égal au nombre de contraintes. En notant par L( $ )? le logarithme du maximum de vraisemblance du modèle libre et par L( )? celui du modèle contraint, nous pouvons alors écrire que : LR L L= - ?22 *[ ( $ ) ( )]? ? ? avec L L( $ ) ( )? ?> et LR >0 Cette statistique correspond à l’hypothèse nulle d’un paramètre identique pour tous les pays. Si la p-value est supérieure à 5 % on accepte l’hypothèse nulle à savoir le modèle contraint.
- (5)Pour une présentation plus détaillée, le lecteur peut se référer au texte de S. Guichard et J.P. Laffargue sur la « Comparaison de la formation des salaires dans un panel de pays industrialisés ».
- (6)Nous avons fourni, en annexe, des estimations où nous avons supprimé le trend et la contrainte sur l’élasticité de la demande à long terme. L’élasticité de la demande à long terme ressort alors largement supérieure à l’unité dans tous les pays sauf au Japon et en Italie. D’autres modifications sont perceptibles concernant notamment l’élasticité de la demande à court terme et la force de rappel. Toutes deux se sont accrues dans la plupart des pays.
- (7)Nous avons également effectué des tests avec des outputs gaps. Cependant, les élasticités obtenues étaient très faibles, aussi nous n’avons pas retenu cette spécification.
