Investissement direct à l étranger et échanges extérieurs : un impact plus fort aux États-Unis qu en France

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1 INVESTISSEMENT Investissement direct à l étranger et échanges extérieurs : un impact plus fort aux États-Unis qu en France Lionel Fontagné et Michaël Pajot* * Lionel Fontagné est professeur à l université Paris I (TEAM-CNRS) et conseiller scientifique au CEPII et Michaël Pajot est économiste à la Direction de la Prévision, bureau des échanges extérieurs et membre de TEAM-CNRS. Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d article. L investissement direct à l étranger (IDE) et l activité étrangère des firmes multinationales se développent à un rythme soutenu. De tels investissements sont susceptibles de se substituer directement aux échanges, les exportations se trouvant remplacées par les ventes sur place des filiales implantées à l étranger. Mais ils peuvent également accroître la compétitivité des firmes concernées sur le marché d accueil, contribuant ainsi à favoriser les exportations en provenance du pays investisseur : l IDE s avère alors complémentaire des échanges internationaux. De la substitution (aux conséquences négatives pour l activité de la firme ou du secteur économique dans le pays de départ) à la complémentarité (aux conséquences au contraire positives), bien des situations intermédiaires peuvent se rencontrer, suivant le niveau d analyse retenu : micro ou macroéconomique, dans ce dernier cas, détail plus ou moins grand des nomenclatures d activité suivant lesquelles sont appréhendés investissement et échanges. Au niveau microéconomique, l effet de substitution serait prédominant : l IDE constituerait pour la firme une alternative aux échanges de biens notamment lorsque les coûts de transport sont élevés. À l inverse, au niveau macroéconomique, l effet d entraînement sur les exportations jouerait à plein et cela en contradiction avec le principe de substitution de Mundell. La controverse reste cependant ouverte, avec ses conséquences importantes du point de vue des économies d origine et d accueil des investissements. Une base de données, portant sur les échanges et les IDE entre 1984 et 1994 permet d y apporter quelques éléments de réponse, en testant les relations entre exportations, importations et solde commercial d une part, et IDE d autre part, dans le cas de la France et des États-Unis. L IDE sortant s avère alors avoir un impact sur les échanges beaucoup plus fort aux États-Unis. Des effets de substitution peuvent être compensés par les exportations induites par l IDE dans d autres branches (effets de stimulation). L IDE d une branche industrielle à destination de l étranger stimule autant les exportations de cette dernière que celles du reste de l industrie, et cet effet d entraînement est encore plus marqué pour l IDE réalisé en France par l étranger. Aux États-Unis, qu il soit entrant ou sortant, l IDE favorise le déficit commercial. Enfin, l IDE entrant est en moyenne plus défavorable que l IDE sortant à la balance commerciale. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 71

2 L a division internationale du travail a récemment profondément évolué. L usine est devenue globale : différentes filiales d un même groupe, localisées dans différents pays, concourent à la production d un même bien. Une part importante des échanges internationaux portent donc sur des produits destinés à retourner dans les processus de production : biens intermédiaires, composants ou pièces détachées. Les économies tendent alors à se spécialiser verticalement sur certains stades du processus de production, plutôt que sur des branches. Et au sein même des branches, les échanges croisés se développent rapidement, en particulier ceux associés à des positionnements de gamme différents (voir Fontagné et Freudenberg, dans ce numéro). Plus généralement, la technologie, l éducation, l innovation apparaissent comme les clés de la compétitivité dans la nouvelle société de l information. Mais surtout, l investissement direct à l étranger (appelé IDE dans ce qui suit) (1), et l activité étrangère des firmes multinationales se développent à un rythme soutenu. Ils touchent tous les secteurs : agriculture, industrie, services. Les flux d IDE ont enregistré une augmentation record de 19 % en 1997, et à nouveau de 10 % en 1998, pour atteindre environ 440 milliards de dollars. Environ filiales de firmes multinationales sont installées dans le monde (UNCTAD, 1998). Ces filiales représentent aujourd hui 6 % du Produit Intérieur Brut (PIB) mondial, chiffre à comparer à 2 % en 1982 (Hummels et al., 1998). Le commerce intra-firme représente un tiers des exportations mondiales et les ventes des filiales étrangères augmentent plus vite que les exportations mondiales. Les exportations totales des filiales ont atteint le chiffre de milliards de dollars en 1997, et leurs ventes sur place milliards. Ces bouleversements justifient que l on s interroge sur les relations entre échanges internationaux et IDE (cf. encadré 1). Du point de vue du pays d origine (2) de l IDE, si l investissement direct est un substitut aux échanges, les exportations seront partiellement remplacées par des ventes sur place des filiales implantées à l étranger. Le niveau d activité dans le pays d origine en sera affecté et avec lui l emploi dans la branche concernée (3). À l opposé, en cas de complémentarité, investir à l étranger signifiera une plus grande compétitivité sur le marché d accueil, donc des exportations accrues, ce qui devrait bénéficier à l activité et à l emploi dans l économie d origine. Réciproquement, l investissement entrant devrait avoir des effets défavorables pour la balance commerciale du pays d origine de cet IDE. Toutefois, cette complémentarité peut également concerner les importations en provenance du pays hôte. Ainsi, dans le cas d une délocalisation, une partie de la production à l étranger pourra être réexpédiée par la filiale vers l économie d origine. Il est toutefois difficile de discerner dans ce dernier cas les effets sur l activité dans le pays d origine. Sans délocalisation, la production aurait pu être amenée à disparaître tout ou partie, en raison de la perte d avantage macroéconomique de l économie d origine. Finalement, assimiler l effet net de l IDE sur la balance commerciale à un indicateur des changements du niveau d activité qu il induit dans le pays d origine revient à en gonfler de manière exagérée les effets négatifs. Cette question de la complémentarité entre investissement direct et échanges internationaux a été examinée par un groupe de travail de l Organisation Mondiale du Commerce (OMC), mis en place lors de la Conférence de Singapour à la fin 1996 et ayant rendu ses conclusions deux ans plus tard (WTO, 1998). Elles soulignent que la complémentarité est pour l IDE un contexte beaucoup plus fréquent que celui de substitution. Toujours à l OMC, c est également le point de vue de Drabek (1998) qui réfute l inquiétude des politiciens voyant dans les interrogations sur la nature de cette relation un motif de refus d un accord international sur l investissement : («la plupart des auteurs laissent à penser que la complémentarité est le cas courant») (p.11). Ces affirmations tranchent avec les conclusions plus nuancées de la littérature. C est la complémentarité qui semblerait ainsi prévaloir au niveau macroéconomique, alors que les relations entre IDE et échanges au niveau microéconomique ou au niveau sectoriel détaillé sont plus complexes. Les effets nets sur la balance commerciale du pays d origine et du pays hôte méritent également d être examinés attentivement. Enfin, les déterminants communs de l IDE et du commerce doivent être pris en compte. Investir et exporter dans une même branche ne signifie pas nécessairement qu il y ait complémentarité 1. Par convention, la détention par l investisseur de plus de 10 % du capital de l entreprise destinataire de son apport financier (cible de l investissement) constitue le critère permettant de distinguer l IDE des investissements internationaux de portefeuille. Se reporter à l encadré Dans le pays d accueil les effets devraient en principe être symétriques, s il n y avait pas d effet sur les échanges avec pays tiers. 3. Et non dans l économie : nous raisonnons en équilibre partiel. 72 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

3 Encadré 1 IDE ET COMMERCE : COMPLÉMENTARITÉ OU SUBSTITUTION? L IDE se distingue des investissements internationaux de portefeuille par la volonté de l investisseur de prendre une part à la gestion de l entreprise destinataire de son apport financier (cible de l investissement). Par convention, la détention par l investisseur de plus de 10 % du capital est le seuil le plus souvent retenu. Les bénéfices réinvestis ou les prêts à long terme entre maison mère et filiales sont des IDE. Pour les nouveaux investissements, on distingue le «greenfield» correspondant à une implantation ex nihilo (la nouvelle usine de Toyota en France) des fusions acquisitions. Enfin les flux annuels d IDE doivent naturellement être distingués des stocks en fin d année (les«positions»). Cet article privilégie une approche en termes de flux d IDE. Une difficulté dans la mesure de ces derniers réside dans la différence entre les déclarations du pays hôte et celles du pays destinataire. Nous prenons ici en considération les données du pays investisseur. Une mesure pertinente de l importance de l activité des firmes multinationales est fournie par le rapport de l IDE à l investissement domestique. Il est de 5,5 % au niveau mondial. Un chiffre à comparer avec respectivement 8 % et 11 % pour l IDE entrant et sortant de France (cf. tableau). L IDE est susceptible de se substituer au commerce, ce qui peut se percevoir aussi bien en termes de flux qu en termes de stock de l investissement. L implantation en France de Toyota servira d exemple pour percevoir la différence entre complémentarité et substitution. Du point de vue de Toyota au Japon, une substitution IDE-commerce signifierait que la vente en France de Yaris fabriquées en France se substituerait en totalité ou en partie à celle de Yaris fabriquées au Japon. C est la perspective adoptée par le MITI japonais (MITI, 1997) lorsqu il fait ses calculs : un dollar de production en France est considéré détruire un dollar d exportations japonaises. La complémentarité signifie au contraire que les ventes sur place de Yaris, ou l exportation vers la France de composants pour les fabriquer, s ajouteraient aux exportations initiales de Toyota vers la France. Une telle perspective prend ses distances par rapport au point de vue un peu trop systématique adopté par le MITI. En effet, substitution et complémentarité jouent conjointement sans que l on puisse dire, à priori, quelle force l emportera : d ores et déjà, alors que l usine Toyota en France ne produit pas encore, le producteur japonais vend plus de Yaris dans notre pays que si l implantation n avait pas été décidée. Il s agit là de complémentarité puisqu aucune Toyota produite en France ne se substitue pour l instant à une exportation du Japon. Il est même probable que d autres modèles de la marque se vendent mieux en France. Dans un deuxième temps, d autres firmes de l industrie automobile japonaise que Toyota seront amenées à exporter vers la France. Il en ira ainsi de certains fournisseurs du constructeur. Encore ne s agit-il que des relations de complémentarité au sein de l industrie automobile. Mais les relations IDE-commerce «débordent» très largement de cette industrie : on parlera dans lasuitedecetarticlede«spillovers». Ainsi, des exportations japonaises de machines outils et de robots nécessaires à la fabrication en France de la Yaris ne manqueront pas d être enregistrées. Cet exemple permet de percevoir la distinction entre complémentarité et substitution entre IDE et commerce au niveau micro-économique (Toyota), au niveau de l industrie automobile japonaise, au niveau de l industrie japonaise dans son ensemble (point de vue du MITI). Enfin, un investissement dans les services peut avoir un impact sur l industrie (Carrefour vend notamment des produits français à Rio de Janeiro) : il s agit cette fois d une complémentarité macro-économique entre IDE et commerce. La difficulté centrale concernant la complémentarité macro-économique est de distinguer ce qui relève de l impact de l IDE, de ce qui relève des conditions macro-économiques générales. L IDE et le commerce sont apparemment complémentaires au niveau macro-économique dans les relations franco-allemandes. Mais il s agit en grande partie d une illusion statistique : ce sont simplement les mêmes déterminants qui expliquent l IDE et les échanges. Les deux pays sont proches, ont une frontière commune, ont désormais une monnaie commune, sont tous les deux de grande taille (en termes économiques), ont un revenu par tête élevé, etc. IDE entrant et sortant en pourcentage de la FBCF domestique pour quelques pays (1996) Entrant Sortant Entrant Sortant Économies industrialisées 3,6 5,2 Économies en développement 8,7 3,3 États-Unis 7,0 6,9 Afrique 7,3 0,4 Canada 6,2 8,2 Amérique latine, Caraïbes 12,8 0,7 Royaume-Uni 14,6 19,1 Europe centrale et orientale 19,9 1,8 France 8,2 11,3 Asie 7,4 4,3 Source :UNCTAD (1998) Annexes. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 73

4 entre ces deux modes d internationalisation : les exportations auraient pu être encore plus élevées sans IDE ; de même, un pays exporte et investit à l étranger dans les branches pour lesquelles les firmes multinationales domestiques ont un fort avantage spécifique. L objectif de cet article est de procéder à un examen minutieux de ces relations, en utilisant des données d IDE et d échanges commerciaux désagrégées par partenaire et par secteur, et ceci dans une optique comparative France/États-Unis. Des conséquences financières négatives pour l investissement... Depuis Stevens et Lipsey (1992), il est usuel de distinguer entre conséquences financières et réelles de l IDE. Les premières ont un impact assez indirect sur les échanges, au contraire des secondes. Les interactions financières de l IDE se réfèrent à une substitution possible entre investissement direct à l étranger et investissement dans l économie d origine. Si les arguments théoriques ne permettent pas de trancher, un certain nombre de travaux empiriques aboutissent à une relative prédominance de la substitution, sur données de firmes américaines, Stevens et Lipsey (1992), et Belderbos (1992) sur données de firmes néerlandaises. À long terme, une telle substitution peut modifier l avantage du pays investisseur, ou se traduire par un moindre accroissement de la production nationale et donc moins de variété ou de qualité offerte. Au total, la part de marché serait réduite (Erkel-Rousse et al., 1999). Du point de vue du pays d accueil, la théorie ne donne pas davantage d orientation dans un sens ou dans l autre. Les entrées d IDE peuvent évincer l investissement domestique, dans la mesure où les firmes étrangères bénéficient d un avantage initial tant sur le marché des biens ou services vendus, que sur le marché des facteurs (accès aux capitaux, à la main-d œuvre qualifiée). À contrario, les retombées positives en matière technologique augmentent le rendement du capital dans cette économie d accueil et y favorisent donc l investissement. À nouveau, la réponse est de nature empirique. Borenzstein et de Gregorio (1995) mettent en évidence un effet positif : l IDE promeut l investissement domestique dans l économie d accueil, l accroissement final de l investissement total représentant une fois et demie à deux fois l entrée initiale d IDE.... compensées par de nouvelles exportations? En ce qui concerne les implications réelles de l IDE, la question est de savoir s il déplace l activité et l emploi en se substituant aux échanges. De ce point de vue, différents mécanismes peuvent être invoqués (cf. encadré 1) pour identifier la coexistence d effets de substitution et de complémentarité. Il reste alors à évaluer l importance quantitative de ces deux types d effet pour en connaître l impact net. Les économistes abordent généralement la question en partant du point de vue microéconomique de la firme. Exportation et IDE sont alors deux stratégies alternatives de pénétration des marchés étrangers (Barlet, 1992). Sous l angle de la gestion (voir la recension en la matière de Blomström et Kokko, 1994) les auteurs, plus nuancés, placent au cœur de l analyse le taux de survie des exportations (Export Survival Rate) défini comme la proportion de vente sur place des filiales qui aurait pu être conservée sans IDE (c est-à-dire par des exportations). Les taux avancés, très bas, n atteignent 10 % que dans quelques rares cas. Deux effets font l objet d une attention toute particulière : le gain de part de marché étranger associé à l IDE, et l importance des exportations de parties et composants vers les filiales. Les analyses économiques se placent sur un plan différent : il s agit généralement de mesurer le sens et l importance de l effet net de complémentarité/substitution (cf. encadré 2). Lipsey et Weiss (1984) observent, sur données individuelles de firmes américaines, que 1 dollar de production locale est associé à des exportations américaines additionnelles à hauteur de 9 à 25 cents. Mais c est la Suède, au bénéfice de la base de données originale entretenue par l Industrial Institute for Economic and Social Science Research de Stockholm, qui a fait l objet des études les plus poussées. Swedenborg (1979 et 1982) conclut que l IDE n a pas d effet significatif sur les exportations de la maison mère suédoise, les ventes sur place se substituant à ces exportations mais en impliquant de nouvelles, portant sur des biens intermédiaires ou finis. Un dollar de vente sur place se substitue à 2 cents d exportations mais crée 12 cents de nouvelles exportations, soit un effet net de complémentarité de 10 cents. Finalement, plus qu à un impact sur la valeur des exportations, c est bien à une modification de la nature des exportations suédoises (notamment vers plus de biens intermédiaires) que conduit l IDE sortant. Blomström, Lipsey et Kulchycky (1988) 74 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

5 concluent également à un effet de complémentarité, tandis que la prise en compte des marchés tiers, sur lesquels les ventes de la filiale peuvent se substituer à celles de la maison mère, conduit Svensson (1993) à observer un léger effet de substitution, effet qui pourrait toutefois être lié, selon l auteur, aux conditions particulières de la période d observation. Andersson (1993) ou Blomström et Kokko (1994) confirment que c est la structure des exportations suédoises qui est affectée plus que le volume. Au total, la validation empirique de l hypothèse microéconomique de substitution est faible. D ailleurs, de nombreux développements de l approche standard montrent que le schéma de substitution IDE/commerce ne résiste pas à la concurrence imparfaite (Helpman, 1984), à la concurrence simultanée sur plusieurs marchés (Gara, 1997) ou encore à l introduction de l incertitude (Becuwe, Mathieu et Sevestre, 1997). Un substitut au commerce pour la firme si ses coûts de transport sont élevés? Les nouvelles approches du commerce international, plaçant la concurrence imparfaite au cœur de l analyse, soulignent le rôle central des économies d échelle et des coûts de transport dans le processus de décision des firmes. Les rendements croissants limitent le nombre d unités de production efficaces, tandis que les coûts de transport, et plus généralement, l ensemble des obstacles aux échanges, jouent en sens opposé. Le type de relation observé dépend donc à priori de l activité de la firme et des difficultés d accès au marché étranger (Brainard, 1993a). La compréhension et la prise en compte de cet arbitrage (appelé dans la littérature «proximity-concentration trade off») sont essentiels pour l analyse empirique de la relation nous intéressant. Lorsque les coûts fixes spécifiques à la firme sont élevés, et les coûts fixes associés à chaque unité de production limités, la multinationale localise ses unités de production à proximité de ses marchés et l IDE se substitue au commerce si les coûts de transport sont non négligeables (Markusen et Venables, 1995). L exemple de Coca-Cola illustre cette configuration. L effet d entraînement sur les exportations joue d abord au niveau macroéconomique Dans cette partie, nous essayons d évaluer l ordre de grandeur des relations de complémentarité entre flux d IDE et de commerce au niveau macroéconomique. À cette fin, nous estimons une équation d exportation pour 21 pays de l OCDE. Cette équation est alors utilisée en simulation pour construire un univers théorique (dénommé «anti-monde»), dépourvu d IDE, servant de référence pour apprécier l ordre de grandeur de l effet de complémentarité. Nous modélisons les exportations de 21 pays OCDE vers leurs 20 partenaires appartenant au même échantillon, sur la période La valeur des exportations bilatérales est déterminée par la taille du marché de destination (le PIB normalisé du partenaire), la différence de PIB et de PIB par tête entre le pays exportateur et son partenaire, une variable de «résistance» (les coûts de transport approchés par la distance géographique séparant le principal centre économique du déclarant de celui de son partenaire), la dimension «régionale» représentée Encadré 2 ESTIMER LE SENS ET L IMPORTANCE DE LA RELATION ENTRE L IDE ET LE COMMERCE Deux stratégies peuvent être développées On peut estimer séparément deux équations d exportation et d IDE et calculer la corrélation des résidus ou, de façon équivalente, régresser le résidu de l équation de commerce sur l IDE. Si les équations sont correctement spécifiées la corrélation des résidus capte la relation de complémentarité/substitution évoquée ici, toutes choses égales par ailleurs. C est la solution de Eaton et Tamura (1994), Graham (1996), ou Brenton, Di Mauro et Lücke (1998). Une alternative réside dans l introduction de l IDE dans des équations de commerce. On obtient alors l effet d une variation de l IDE sur le commerce, en contrôlant les déterminants communs de ces deux modes d internationalisation (taille des pays, etc.). C est ce que fait l essentiel de la littérature, quitte à instrumenter la variable d IDE (Swenson, 1999). Se pose alors la question de l arbitrage entre coupe ou panel, et dans ce dernier cas le choix des effets. On a retenu ici la solution du panel. Obtenir des élasticités est difficile lorsque l on travaille sur des données de flux d IDE, en raison des désinvestissements interdisant de log-linéariser les équations. Il faut alors transformer la variable d IDE avant d en prendre le logarithme (cf. encadré 3), ce qui interdit une lecture directe des élasticités. Aussi parleronsnous ici de l effet d un dollar d IDE sur la valeur en dollars des exportations ou importations. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 75

6 par des variables muettes de frontière commune et d appartenance commune à l Union européenne. Enfin, la prise en compte des flux d IDE bilatéraux totaux entrants et sortants, en plus des variables explicatives précédentes, permet d avancer des éléments de réponse à la question soulevée. Il s agit donc d une variante de l équation de gravitation classique. Une telle méthode fondée sur les travaux de Bergstrand (1989) est aujourd hui largement utilisée. Nous lui adjoignons un effet fixe (4) pour chaque pays déclarant, afin de tenir compte de l influence des déterminants des échanges non contrôlés par ailleurs. Enfin un effet fixe sur les périodes contrôle le cycle des affaires. Le détail des variables est donné en annexe. L équation est log-linéarisée, ce qui impose une transformationdelavariabled IDE(cf.encadré3). Outre les résultats standards (effet positif de la taille du marché (5), effet négatif des coûts de transport, effet positif de l existence d une frontière commune), on retiendra que la différence de revenu par tête entre le pays exportateur et le marché de destination (qui est une mesure de l intensité de la différence d avantage comparatif entre ces deux pays) va à l encontre des exportations bilatérales (voir sur ce point Fontagné et al., 1998). Sans surprise, l appartenance à l Union européenne favorise les échanges entre les différents partenaires, une fois contrôlés leur taille, les coûts de transport ou leur caractère contigu. Considérant les deux variables d IDE total, nous obtenons des élasticités proches de 0,5 (cf. encadré 3), celle associée à l IDE sortant étant plus élevée que celle associée au flux symétrique. Ceci signifie par exemple que les IDE français aux États-Unis entretiennent une relation de complémentarité plus forte avec les exportations françaises à destination du marché américain que les IDE en provenance des États- Unis (équation 1 dans l encadré 4). 4. Le test statistique approprié rejette les Moindres Carrés Ordinaires. Et compte tenu de la nature des effets à contrôler, relevant de déterminants structurels plutôt que de comportements individuels aléatoires, une formulation à effets fixes est préférable à une formulation à effets aléatoires, ce qui est confirmé si l on calcule le test correspondant. 5. En interprétant l élasticité qui y est associée, on notera qu il nes agitpasd uneélasticitédesexportationsàlademande,mais à la demande normée. Encadré 3 TRANSFORMATION DE LA VARIABLE IDE (LOG-LINÉARISATION) Le modèle macroéconomique permettant de quantifier un univers théorique dépourvu d IDE et pouvant, de ce fait servir de référence («anti-monde») subit une transformation log-linéaire : un problème apparaît dès lors que les données d IDE sont nulles ou négatives (désinvestissement net). La solution adoptée ici consiste à définir une nouvelle variable bénéficiant de propriétés satisfaisantes par rapport à notre objectif de log-linéarisation, à savoir, des données strictement positives. La transformation effectuée est la suivante, par exemple pour l investissement sortant : TOUT log 1 IDE Le plus important désinvestissement net de notre échantillon est de millions de dollars. Les observations étant toutes strictement supérieures à millions de dollars, le ratio IDE sera strictement supérieur à 1 et par conséquent, 1 IDE est strictement positif. La nouvelle variable peut subir une transformation logarithmique (cf. graphique). Cette transformation permet d obtenir des données négatives, nulles ou positives, selon que la valeur de l IDE est respectivement négative, nulle ou positive : IDE 0 1 IDE TOUT 0 IDE 0 1 IDE TOUT 0 IDE 0 1 IDE TOUT 0 La même transformation est appliquée à l investissement entrant. Graphique Transformation de la variable IDE par log-linarisation* * Cette transformation est appliquée aux variables entrant et sortant d IDE, à savoir les FOUT et FIN (cf. annexe AI) de l équation 1, devenant TOUTetTIN ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

7 Cette équation peut être utilisée en simulation pour rendre compte d un univers théorique dépourvu d IDE : cet «anti-monde» servira de référence pour juger de la situation réelle. On peut ainsi apprécier le pourcentage d accroissement des exportations bilatérales associé à l existence de flux d IDE entre chaque paire de pays (cf. tableau 1). On obtient des ordres de grandeur très importants dans le cas des relations entre États-Unis et Japon, notamment concernant les exportations japonaises vers les États-Unis (149 %). Cet écart ne semble pas corroborer les inquiétudes manifestées par le MITI japonais à l encontre de l IDE (cf. encadré 1). Les relations commerciales entre Royaume-Uni et États-Unis apparaissent également fortement Encadré 4 LES EXPORTATIONS AU SEIN DE L OCDE : UNE ÉQUATION D EXPORTATION BILATÉRALE L équation suivante est estimée entre 21 pays OCDE sur la période Le déclarant est noté i,le partenaire j et la période t. Les pays sélectionnés sont les suivants : Allemagne, Belgique-Luxembourg, Danemark, France, Irlande, Italie, Pays-Bas, Royaume-Uni, Grèce, Suède, Espagne, Portugal, Autriche, Finlande, Norvège, Suisse, Canada, États-Unis, Australie, Japon et Nouvelle-Zélande. ln X ijt 12,76 0,689.lnGDPPN jt 0,291. DFGDPP ijt 0,048.lnDFGDPPH ijt 120,19 85,36 7,95 6,21 0,718.lnDIST i j 0,838.lnADJ i j 0,109.lnUE ijt 58,51 18,90 2,87 0,529.lnTOUT ijt 0,438.lnTIN i j t e i e t [1] 8,29 6,25 n : 3011 R 2 ajusté: 89,43 % FValue: 653,63 prob F : 0,0001 Indice de conditionnement : 28,90 15,60 sansconstante Test de Lagrange : Test de Hausman : 133 Statistique de Student entre parenthèses Tableau 1 Accroissement des échanges bilatéraux associé à l IDE en 1994 (Exportations de i vers j) En % i j EU Jap All R-U Fra Ita P-B Blx Dan Fin Nor Suè Irl Aut Sui Esp Por Grè Can Aus Nzl États-Unis(EU) Japon (Jap) Allemagne (All) Royaume-Uni(R-U) France(Fra) Italie(Ita) Pays-Bas(P-B) Belgique et Luxembourg (Blx) Danemark (Dan) Finlande (Fin) Norvège(Nor) Suède (Suè) Irlande (Irl) Autriche(Aut) Suisse(Sui) Espagne (Esp) Portugal (Por) Grèce (Grè) Canada (Can) Australie(Aus) Nouvelle-Zélande (Nzl) Source : simulation fondée sur l équation 1 (cf. annexe II). ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 77

8 stimulées par l IDE. La lecture de la première ligne de ce tableau reflète la répartition géographique des IDE américains. L Allemagne et la France s y trouvent largement distancés par le Royaume-Uni et le Canada. La complémentarité entre flux d IDE et flux commerciaux se vérifie surtout pour les couples de pays situés dans le quadrant Nord-Ouest du tableau. Ce constat s inscrit en faux des argumentaires usuellement développés : la complémentarité ne présente aucun caractère systématique. Cette relation, obtenue en utilisant des données d IDE total, doit maintenant être réexaminée au niveau des branches. Une nouvelle approche fondée sur des données d IDE sectorielles et bilatérales On se limite maintenant à une comparaison des cas américain et français. Ces deux pays entretiennent en effet des bases statistiques relatives à l IDE suffisamment détaillées au niveau sectoriel et bilatéral, et sur une période suffisamment longue, pour autoriser une analyse approfondie. L IDE est encore appréhendé en flux. À nouveau, des équations d échange de type gravitationnel sont estimées en panel, séparément pour chacun de ces deux pays faisant face à ses différents partenaires. À cette fin, nous avons construit une base de données d échange et de flux bilatéraux d IDE, utilisant une nomenclature commune pour les deux types de flux. Les données françaises d IDE étant plus détaillées, nous pouvons utiliser la nomenclature française pour travailler sur les données françaises ; la comparaison entre résultats pour la France et pour les États- Unis se fera alors en utilisant une nomenclature commune, moins détaillée (6). Le degré de décomposition sectorielle de la nomenclature doit en effet être le même si l on veut pouvoir comparer les coefficients estimés. À la différence de l approche globale du paragraphe précédent, les équations ne seront pas log-linéarisées (7). En effet, plus l on descend à un niveau fin, plus le nombre de valeurs d IDE nulles ou négatives augmente : les problèmes de correction deviendraient trop importants. Les coefficients obtenus ne devront donc pas être interprétés comme des élasticités. La base de données française comporte observations correspondant à 43 pays partenaires et 44 secteurs dont 19 relevant de l industrie ou de l agriculture (8) (nous parlerons d «industrie» par commodité dans la suite) sur 11 années ( ). La nomenclature américaine ne comporte que 22 secteurs y compris les services et agrège le secteur de l agriculture dans «autres industries». Nous disposons alors de six secteurs «industriels» dont la liste est donnée dans le tableau 6. Nous utilisons la même période que pour la France et considérons 38 pays partenaires. Si l on se réfère aux approches théoriques rappelées au début de cet article, le degré de complémentarité ou de substitution entre flux d IDE et d échanges dépend largement du niveau d analyse retenu. La substitution joue à plein au niveau de la firme. À l autre extrémité, c est au niveau macroéconomique global que la complémentarité s avère maximum, les données individuelles de branches et les données de l industrie considérée globalement constituant des cas intermédiaires. Aussi la stratégie d estimation des équations d exportation et d importation bilatérales doit-elle tenir compte de cette particularité. La démarche comporte trois étapes : dans un premier temps, estimation de la relation entre IDE et échanges internationaux au niveau des branches industrielles considérées séparément au sein d un panel. Dans un second temps, nous traitons l industrie comme un tout et réexaminons cette relation. À cette occasion, la différence entre les coefficients estimés et ceux obtenus à l étape précédente nous renseigne sur l intensité des effets de stimulation de branche à branche : un investissement dans l automobile peut avoir des retombées positives en matière d exportation de composants électroniques. Si nous traitons l industrie comme un tout, la relation IDE-échanges observée rendra compte de cette retombée positive. Enfin, si nous traitons l ensemble des secteurs comme un tout, nous captons d éventuelles retombées entre les IDE dans les activités de services et les échanges de biens. Cette méthode assure ainsi une cohérence aux décontractions de l équation globale en équations relatives à des 6. Cette opération implique une perte d information et réduit la qualité des estimations. Les données françaises n enregistraient pas les bénéfices réinvestis jusqu à De plus, les données françaises considèrent comme secteur de destinaiton des IDE sortants le secteur investisseur, etle secteurdelafilialefrançaise en cas d IDE entrant. Dans le cas des États-Unis au contraire, le Bureau of Economic Analysis considère systématiquement le secteur de la filiale. 7. Fontagné et Pajot (1998) proposent des estimations log-linéarisées et soulignent les difficultés de l exercice. 8. Voir la liste de ces secteurs dans le tableau ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

9 secteurs plus détaillés. En effet, elle permet de retrouver, au terme du parcours, la relation macroéconomique mentionnée dans la section précédente. Ainsi le cercle se trouve-t-il bouclé. Cette modélisation est compatible avec celle utilisée précédemment, à quelques variantes près. Nous estimons séparément une équation d exportations bilatérales et une équation d importations bilatérales, pour chacun des panels asymétriques : France face à ses partenaires, États-Unis face à leurs partenaires. Cette modélisation se distingue donc de celle de la section précédente considérant un panel symétrique de 21 pays OCDE face à leurs 20 partenaires. Notre échantillon comprend maintenant d autres partenaires que les pays OCDE dans l échantillon. Les variables explicatives retenues sont les suivantes (cf. annexes I et II) : - Variables macroéconomiques : taille des marchés, approchée par la moyenne des PIB (9) du pays déclarant et de son partenaire commercial (AVRGDP), différences de taille des pays estimée par la mesure de Balassa-Bauwens (10) (DFGDP), demande de variété et niveau de vie approchés par la moyenne (11) des revenus par tête du déclarant et de son partenaire (AVRGDPH), intensité de l avantage comparatif mesurée par la différence des revenus par tête (DFGDPH), coûts de transport approchés par la distance géographique (DIST), existence d une frontière commune (variable muette ADJ), appartenance de chacun des partenaires à une union économique, à une zone de libreéchange ou à une union douanière (variable muette CPOL). - Les variables sectorielles prendront des valeurs identiques d un pays à l autre : la concentration, les économies d échelle, la part des emplois qualifiés dans l emploi total du secteur, l intensité en capital peuvent être utilisés. Dans tous les cas, le degré insuffisant de finesse de la nomenclature sectorielle est un obstacle important. Nous adopterons donc deux démarches distinctes. Tout d abord, nous calculons les économies d échelle pour une économie fictive agrégeant les firmes françaises, britanniques allemandes et italiennes, à un niveau élevé de détail de l activité (3 chiffres de la Nomenclature d Activités de la Communauté européenne). La productivité relative pondérée des plus de 500 employés par rapport aux moins de 500 employés est une mesure fruste, mais suffisante pour notre objet, de la pente de la courbe de coûts (SCALE). La seconde solution consiste à capter l ensemble des déterminants sectoriels non contrôlés dans un effet fixe par secteur, se substituant alors à la variable d économies d échelle. En fait, l arbitrage entre ces deux solutions a des conséquences importantes pour la spécification des équations, mais non pour leurs résultats. - Finalement, l IDE est intégré dans l équation en distinguant ce qui relève de la dimension bilatérale (entrant : FIN, sortant : FOUT)etdes relations avec les pays tiers (resp. FINOTH, FOUTOTH). Cette distinction est suggérée par les résultats mentionnés plus haut. Les coefficients des variables macroéconomiques ont toutes le signe correct, sans qu il soit besoin de détailler ici ces résultats. À l inverse de ce que l on constatait pour les pays de l OCDE dans le cadre de l approche globale précédente, et dans la mesure où nous intégrons ici non seulement des pays OCDE mais également des pays en développement, le signe de la variable d intensité d avantage comparatif devient compatible avec la théorie classique du commerce international. Cela peut précisément s expliquer par l adjonction aux pays de l OCDE, de pays en développement. Une modélisation pour traduire la géographie des échanges français Nous considérons dans un premier temps le panel de branches correspondant aux données françaises ; ce panel a trois dimensions : industrie, pays partenaire de la France (destination des exportations ou origine des importations françaises), et période d observation. Nous adjoignons aux variables énumérées au paragraphe précédent un effet fixe sur les périodes, ainsi qu alternativement un effet fixe portant soit sur les branches, soit sur les partenaires (12). 9. À la différence de la section précédente, nous sommes contraints d utiliser des PIB au taux de change courant, plutôt que des PIB à parité des pouvoirs d achat, pour ne pas surestimer la capacité d importation des pays en développement présents dans notre échantillon (voir Fontagné et al. 1999) pour une analyse détaillée de cette difficulté pour le calcul des potentiels d échanges avec les pays en transition. 10. La formule de cette normalisation classique est donnée dans l annexe I. 11. En conformité avec la nouvelle théorie du commerce international, nous considérons le marché intégré formé par les deux pays pris en compte. 12. Hummels (1998) propose un traitement extensif de la question de l introduction d effets fixes dans les modèles de gravitation. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 79

10 Une première spécification des équations bilatérales d exportation et d importations françaises (équation [2]), juxtapose les variables macroéconomiques aux quatre variables d IDE. L arbitrage entre concentration et proximité (cf. Brainard, 1993b) est pris en compte par la combinaison de la variable d économies d échelle et d un effet fixe sur les partenaires. Par exemple, la distance entre le déclarant et son partenaire est intégrée dans cet effet fixe, dans la mesure où nous n avons ici qu un seul déclarant. Les autres facteurs relatifs à l histoire, à la langue ou à la culture communes sont également intégrés par cette spécification. Dans un second temps, nous utilisons une spécification des équations bilatérales d exportations et d importations françaises (équation [3]), qui fait appel à une autre combinaison de variables pour rendre compte de l arbitrage entre concentration et proximité : la variable d économies d échelle est abandonnée pour un effet fixe sur les branches, contrôlant l ensemble des spécificités sectorielles (intensité capitalistique, structures de marché etc.). Réciproquement, nous excluons l effet fixe sur le partenaire et nous réintroduisons les variables de distance et de contiguïté. Enfin, la robustesse des coefficients est vérifiée en excluant les variables relatives à l arbitrage concentration-proximité et en intégrant alternativement des effets fixes sur les branches (équation [4]) ou les pays (équation [5]). Finalement, les effets fixes illustrent parfaitement la «géographie des échanges français», au sens donné à ce terme par la nouvelle théorie du commerce international : l importance des coûts de transaction, qu ils soient associés à des coûts de transport, des structures de préférences tarifaires et non tarifaires, ou des dimensions culturelles ou historiques, est un déterminant important des échanges (Hummels, 1996) (cf. encadré 5). Tableau 2 Équations d exportation : France, , panel de 19 branches Effet sur les périodes et sur les... Variables (1)... partenaires (1)... branches (1)... branches (intro. coûts de transaction) (1)... partenaires (intro. économies d échelle) (1) Équation [5] Équation [4] Équation [3] Équation [2] Constante - 77,47 124,65*** 18, ,75*** - 1,439 8,858 1,225-3,669 FOUT 0,497*** 0,487*** 0,491*** 0,541*** 7,336 6,706 7,232 7,767 FIN 0,293*** 0,388*** 0,284*** 0,111 2,950 3,626 2,841 1,124 FOUTOTH 0,042*** 0,002 0,002 0,082*** 4,561 0,168 0,174 8,173 FINOTH 0,154*** 0,032* 0,034** 0,085*** 10,476 1,854 2,141 5,506 AVRGDP 0,0004*** 0,0003*** 0,0002*** 0,0005*** 11,499 20,926 24,258 12,646 DFGDP - 173,65** - 367,77*** - 183,06-199,41** - 2,052-21,840-11,036-2,111 CPOL 166,20*** 409,33*** 247,95*** 189,12*** 3,642 41,399 22,612 3,713 SCALE 100,84*** 5,725 ADJ 490,55*** 35,343 DIST - 0,0029*** - 3,297 R 2 ajusté 0,482 0,40 0,48 0,55 Test de Fisher 140,55 167,37 217,24 143,78 Nombre d observations Test de Lagrange Test de Hausman 37,18 6,97 (0,4) 3,34 (0,9) - Indice de conditionnement 7,5 (2,7) 7,5 (2,7) 9,1 (3,6) 16,4 (6,5) 1. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. Lecture : les statistiques de Student sont en italique. *** : test significatif à 1%; ** : significatif à 5%; * : significatif à 10 %. Tests entre parenthèse : sans constante. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI. 80 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

11 France : la complémentarité joue également à un niveau sectoriel fin Dans le cas français, la complémentarité entre échanges et flux d IDE, déjà mise en évidence au niveau macroéconomique global, se confirme également au niveau sectoriel. Les tableaux 2 et 3 présentent les estimations correspondant aux équations [2] à [5] données dans l annexe II, en considérant trois dimensions : partenaire j, industrie k et année t. L indice i correspond systématiquement à la France. Ainsi, chaque dollar additionnel d investissement direct français à l étranger est associé à 54 cents d exportations additionnelles et à seulement 24 cents d importations additionnelles, dans l industrie considérée, et vis-à-vis du partenaire considéré (13). Ainsi, malgré les effets de substitution pouvant exister au niveau des branches individuelles (cf. tableau 10), l hypothèse de complémentarité entre flux commercial et flux d IDE se trouve validée. Ceci ne signifie pas pour autant, nous y reviendrons, que cette situation soit systématiquement vérifiée pour chaque industrie, ou vérifiée avec la même intensité. Enfin, d autres mesures de l activité internationale des firmes, comme la production à l étranger ou les stocks d IDE pourraient donner des résultats divergents. Par ailleurs, la complémentarité de l IDE sortant avec les échanges ne joue pas seulement sur les exportations. Les importations du pays émetteur de l IDE en provenance du pays hôte augmentent également en cas d investissement sortant. Ceci pourrait s expliquer par le fait que 13. Se reporter aux résultats de l équation [2], donnés dans la dernière colonne des tableaux 2 et 3. Nous prenons ici en compte les coefficients sur la première ligne (0,54 et 0,245). Ces coefficients sont significatifs au seuil de 1%. Tableau 3 Équations d importation : France, , panel de 19 branches Effet sur les périodes et sur les... Variables (1)... partenaires... branches... branches (intro. coûts de transaction)... partenaires (intro. économies d échelle) Équation [5] Équation [4] Équation [3] Équation [2] Constante 59,367 1,512-42,93*** - 120,14** 1,380 0,092-2,720-2,242 FOUT 0,235*** 0,177* 0,197** 0,245*** 2,843 1,920 2,270 2,930 FIN 0,407*** 0,606*** 0,465*** 0,153 3,356 4,469 3,641 1,285 FOUTOTH 0,047*** 0,007 0,006 0,046*** 4,229 0,386 0,380 3,826 FINOTH 0,088*** 0,009 0,012 0,046*** 4,930 0,420 0,609 2,512 AVRGDP 0,0003*** 0,0003*** 0,0003*** 0,0004*** 8,035 23,953 23,960 9,472 DFGDPH - 0,015*** - 0,011*** - 0,008*** - 0,019*** - 7,214-11,607-8,685-8,037 CPOL 91,421* 467,25*** 281,53*** 93,976 1,667 35,132 20,634 1,561 SCALE 145,43*** 6,882 ADJ 570,40*** 34,121 DIST R 2 ajusté 0,44 0,30 0,38 0,56 Test de Fisher 120,36 109,29 151,62 147,31 Nombre d observations Test de Lagrange Test d Hausman 21,60 11,91 (0,11) 9,65 (0,29) - Indice de conditionnement 6 (2,9) 6 (2,9) 6 (3) 16 (5,4) 1. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. Lecture : les statistiques de Student sont en italique. Seuil de significativité : *** : test significatif à 1%; ** : significatif à 5%; * : significatif à 10 %. Tests entre parenthèses : sans constante. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 81

12 Encadré 5 LA GÉOGRAPHIE DES ÉCHANGES EXTÉRIEURS FRANÇAIS Les pays avec lesquels la France et les États-Unis échangent le plus sont aussi des pays avec lesquels des liens historiques ou culturels forts existent, ou encore des marchés d accès facile pour des raisons géographiques. Si cette source de la variance n est pas contrôlée dans les estimations de la relation IDE-commerce, les estimateurs obtenus seront biaisés : ces pays seront en effet également ceux vers lesquels l IDE françaisouaméricain se dirigera en priorité. Ce biais amènera alors à considérer comme complémentarité entre IDE et commerce ce qui ne relève pas d une telle relation. Les effets fixes pays introduits dans les équations d échanges visent àéviter un tel biais. Dans la mesure où chaque déclarant (France, États- Unis) est modélisé séparément, les effets fixes en question doivent être compris comme des effets bilatéraux (France ou États-Unis face à chaque partenaire), rendant compte de la dimension bilatérale des coûts de transaction. Dans un panel symétrique, le même type de résultat serait obtenu en introduisant autant d effet fixes qu il y a de paires de pays. Outre cette utilité pour la modélisation de la relation commerce-ide, les effets fixes pays nous renseignent donc sur la «géographie des échanges extérieurs» du pays déclarant. Une fois contrôlé un certain nombre de déterminants macro-économiques des échanges, les exportations et les importations sont largement déterminés par ces effets de proximité. Le tableau ci-dessous donne à titre d illustration les résultats obtenus pour les exportations et importations françaises ; on vérifie que l Allemagne est pour la France un partenaire commercial privilégié, toutes choses égales par ailleurs (rappelons que nous contrôlons l appartenance commune à l Union européenne), suivi de l Italie, de la Belgique, du Royaume-Uni. Les pays méditerranéens, qui sont des partenaires historiques de la France, sont en très bonne position (huitième et dixième pour le Maroc et la Tunisie) eu égard à leur poids limité dans les échanges internationaux. À l autre extrémité, les pays pour lesquels la «géographie des échanges français» est la plus défavorable sont les États-Unis et le Japon. Le même travail pourrait être fait concernant les effets fixes sur les secteurs, afin de contrôler le fait que l on investit et exporte plus dans les secteurs les plus compétitifs et de mettreenlumière la spécialisation respective de la France et des États-Unis à l exportation et à l importation. Dans le cas français, les équipements de transport, les produits chimiques, les produits alimentaires la mécanique et l agriculture sont les produits les plus exportés toutes choses égales Effets fixes sur les partenaires dans les équations d échanges extérieurs de la France en (équation [5]) Rang Exportations Importations Destination Effet t- stat Origine Effet t- stat 1 Allemagne ,02 Allemagne ,88 2 Italie ,07 Italie ,61 3 Belgique + Luxembourg ,08 Belgique + Luxembourg ,44 4 Royaume-Uni 363 6,76 Royaume-Uni 359 6,80 5 Suisse 223 7,80 Espagne 189 4,34 6 Espagne 177 4,19 Pays-Bas 177 3,28 7 Pays-Bas 90 2,05 Suisse 100 3,16 8 Algérie 75 2,50 Maroc 63 1,83 9 Maroc 72 1,89 Algérie 56 1,69 10 Tunisie 67 1,60 Chine 28 0,80 11 Singapour 25 0,71 Tunisie 25 0,73 12 Égypte 12 0,40 Thaïlande 4 0,11 13 Israël - 3-0,08 Indonésie 3 0,09 14 Hongrie - 4-0,11 Égypte 2 0,06 15 Chili - 7-0,18 Philippines 1 0,04 16 Autriche ,43 Malaysia - 8-0,23 17 Hong Kong ,41 Chili - 9-0,26 18 Malaysia ,42 Turquie ,29 19 Suède ,67 Pologne ,40 20 Nouvelle-Zélande ,57 Ex-URSS ,64 21 Philippines ,63 Hongrie ,75 22 Vénézuéla ,91 Brésil ,79 23 Turquie ,18 Vénézuéla ,15 24 Norvège ,19 Mexico ,36 25 Finlande ,18 Corée -55-1,72 26 Thaïlande ,16 Taïwan ,06 27 Pologne ,46 Portugal ,52 28 Indonésie ,02 Norvège ,14 29 Taïwan ,30 Argentine ,35 30 Portugal ,44 Suède ,90 31 Argentine ,15 Israël ,02 32 Corée ,90 Irlande ,73 33 Mexico ,51 Singapour ,62 34 Australie ,40 Nouvelle-Zélande ,80 35 Chine ,59 Finlande ,61 36 Canada ,38 Grèce ,27 37 Grèce ,26 Hong Kong ,00 38 Irlande ,94 Autriche ,03 39 Brésil ,14 Australie ,23 40 Danemark ,99 Danemark ,38 41 Ex-URSS ,40 Canada ,23 42 Japon ,94 Japon ,43 43 États-Unis ,46 États- Unis ,95 82 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

13 la France importe plus dans les branches sous compétitives, qui sont aussi celles amenées à se délocaliser pour bénéficier de conditions de coûts plus avantageuses. Nous aurions alors une relation de complémentarité fallacieuse. Pour le vérifier, nous devons réestimer l équation en introduisant des effets sur les branches, effets qui capteront cette dimension de compétitivité sectorielle, ce qui permettra de revenir à un paramètre estimé non biaisé. Ceci impose naturellement de supprimer les économies d échelle du modèle. Enfin, et sans négliger la remarque précédente, le modèle fournit un ordre de grandeur provisoire de la stimulation des échanges par l IDE au sein des branches. Ici, chaque dollar d IDE français sortant est associé à un excédent commercial de 30 cents dans l industrie concernée par cet investissement, vis-à-vis du pays d accueil. L IDE améliore la compétitivité du pays investisseur Par contre, la spécification de l équation d importations utilisant les économies d échelle n est pas satisfaisante, puisque le paramètre associé à la variable d IDE entrant n est pas significatif. Une spécification avec effets sur les branches doit donc lui être préférée. Nous nous tournons en conséquence maintenant vers une stratégie d estimation utilisant des effets sur les branches, effets contrôlant les dimensions de structure de marché, d avantage comparatif ou d économies d échelle. L équation [3] utilise l appartenance commune à l Union européenne, la contiguïté et la distance géographique pour prendre en compte les coûts de transaction. Notons que la variable de distance ne «rentre pas» dans l équation d importations. Dans la mesure où nous contrôlons la compétitivité sectorielle, le paramètre associé au flux d investissement sortant (FOUT) nous ramène à une complémentarité de 49 cents d exportations additionnelles par dollar investi à l étranger, et de la même façon à 20 cents d importations additionnelles. Nous concluons que la France exporte et investit précisément dans les mêmes branches, compétitives, mais également investit et relocalise dans les mêmes branches, affectées par des problèmes de coûts ou d accès aux marchés étrangers. Lorsque cet effet global de compétitivité n est pas pris en compte dans la modélisation, le biais introduit est de l ordre de plus de 10 % pour la relation entre IDE sortant et exportations (14) (et de 20 % pour les importations). Concernant l investissement entrant, l équation [3] permet d obtenir une relation significative : l ordre de grandeur est de 47 cents d importations additionnelles en provenance du pays investissant un dollar en France, à comparer avec 28 cents seulement d exportations françaises additionnellesverscemêmepays. L estimation des autres équations confirme ces ordres de grandeur : environ 50 cents d exportations et 20 cents d importations additionnelles par dollar investi à l étranger et réciproquement 40 cents d importations et 30 cents d exportations additionnelles par dollar d investissement étranger entrant. En ce qui concerne les pays tiers, les effets obtenus sont à peu près négligeables, à l inverse de ce qu un certain nombre d études microéconomiques permettaient d envisager. Il semble donc que l IDE à l étranger améliore la compétitivité du pays investisseur vis-à-vis du pays hôte. Ce résultat important ne doit pas faire oublier l existence d effets d entraînement du secteur économique investisseur sur d autres secteurs économiques du pays investisseur, non directement concernés : les exportations de ces derniers peuvent être stimulées par l IDE du secteur investisseur, comme nous le verrons plus loin en détail. On peut se demander tout d abord si la complémentarité, ainsi mise en évidence dans le cas français, possède un ordre de grandeur comparable en ce qui concerne les IDE effectuées par les différents secteurs de l industrie américaine. L IDE sortant a un impact sur les échanges beaucoup plus fort aux États-Unis Afin de pouvoir comparer les estimations pour la France et les États-Unis, une même nomenclature sectorielle doit être utilisée pour définir les deux panels, portant sur la même période, qui vont servir pour les estimations. À cette fin, les données françaises ont dû être agrégées dans la nomenclature américaine, alors même qu il existe des différences dans les logiques de comptabilisation, ce qui doit inciter à une certaine prudence dans l interprétation des résultats. Nous passons de 19 branches à 6 secteurs, et cette opération réduit sensiblement le pou- 14.Soit(0,541-0,491)/0,491. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 83

14 voir explicatif du modèle dans le cas français. Nous avons testé trois types d estimations comportant des effets (15). De nouveau, c est bien un diagnostic de complémentarité que permettent de poser ces estimations sectorielles sur la période (cf. tableaux 4 et 5) (16). Dans le cadre de cette nomenclature américaine plus agrégée, l investissement direct français à l étranger n a plus d effet statistiquement significatif sur les importations. On constate, au contraire, la pérennité de la relation positive avec les exportations (ici une complémentarité de 34 à 38 cent par dollar investi à l étranger). En ce qui concerne les États-Unis, la complémentarité est beaucoup plus marquée, et les variables d IDE ont un effet significatif à la fois sur les importations et les exportations. Cette plus forte complémentarité dans le cas américain ne signifie pas, toutefois, un impact favorable sur la balance commerciale de ce pays. En particulier, lorsque nous considérons les estimations intégrant les effets fixes sur les partenaires des États-Unis, nous obtenons un fort déficit induit : 58 cents par dollar investi à l étranger (17). L explication est à chercher du côté des réimportations en provenance d unités de production délocalisées. 15. Soit une spécification avec des effets fixes sur les partenaires uniquement (équation [6]), une avec des effets fixes sur les périodes seulement (équation [7]), une avec des effets fixes sur les périodes, contrôlant les économies d échelle supposées identiques aux États-Unis et en Europe (équation [8]). L équation [6] est acceptée par le test du multiplicateur de Lagrange, tandis que les équations [7] et [8] sont rejetées. Aussi une spécification en Moindres Carrés Ordinaires, intégrant les économies d échelle, peut-elle être préférée (équation [9]). L équation [8] n est pas reportée dans les tableaux 4 et 5;l équation [7] est reportée uniquement à fin de comparaison. 16. Dans les tableaux 4 et 5 on utilise les équations [6], [7], [9] présentées dans l annexe II, et l indice i sert à repérer alternativement soit la France, soit les États-Unis. 17. L explication de la différence entre les paramètres estimés dans l équation d importation avec et sans effet fixe sur les partenairesestlasuivante.quandnouscontrôlonslastructure géographique des importations américaines, nous obtenons un paramètre plus élevé pour l IDE sortant. Ceci signifie que ce sont des exportateurs relativement marginaux qui déterminent l essentiel du mécanisme de délocalisation/réimportation évoqué ici. Tableau 4 Équations d exportation pour un panel de six branches (France et États- Unis, ) Tableau 5 Équations d importation pour un panel de six branches (France et États-Unis, ) Variables (1) Effets......uniquement...uniquement sur partenaires sur périodes MCO et économies d échelle Variables (1) Effets......uniquement...uniquement sur partenaires sur périodes MCO et économies d échelle Équation [6] Équation [7] Équation [9] France FOUT 0,344* 0,362* 0,381** 1,777 1,785 2,013 FIN 0,623** 0,850*** 0,493* 2,252 2,885 1,772 R 2 ajusté 0,524 0,458 0,514 Test de Fisher 63,68 115,62 288,26 Nombre d observations Test de Lagrange ,01 (0,92) 1,92 (0,16) Test d Hausman - 3,39 (0,91) - Indice de conditionnement 6,3 (3,7) 6,46 (3,82) 59,37 (6,41) États-Unis FOUT 2,788*** 2,749*** 2,655*** 8,463 8,588 8,681 FIN 0,255 0,359** 0,524*** 1,587 2,351 3,641 R 2 ajusté 0,45 0,44 0,49 Test de Fisher 25,92 48,22 121,30 Nombre d observations Test de Lagrange 407,65 10,31 2,66 (0,10) Test d Hausman 43,23 11,60 (0,11) 8,05 (0,43) Indice de conditionnement 13,9 (3,2) 14,32 (3,37) 58,61 (13,55) 1. Seuls les coefficients relatifs aux variables bilatérales d IDE ont été donnés. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. Équation [6] Équation [7] Équation [9] France FOUT 0,266 0,088 0,118 1,000 0,310 0,436 FIN 0,912** 1,310*** 0,890** 2,391 3,171 2,245 R 2 ajusté 0,467 0,369 0,416 Test de Fisher 51,83 80,36 193,95 Nombre d observations Test de Lagrange ,12 (0,29) 4,39 (0,04) Test d Hausman Indice de conditionnement 5,5 (3,5) 6,46 (3,82) 59,37 (6,41) États-Unis FOUT 3,374*** 2,728*** 2,600*** 5,409 4,482 4,168 FIN 0,898*** 0,721** 1,277*** 2,957 2,451 4,351 R 2 ajusté 0,362 0,33 0,313 Test de Fisher 18,31 30,36 58,18 Nombre d observations Test de Lagrange 954,65 45,34 37,40 Test d Hausman 31,74 15,15 (0,03) 10,37 (0,24) Indice de conditionnement 13,9 (3,2) 14,32 (3,37) 58,61 (13,55) 1. Seuls les coefficients relatifs aux variables bilatérales d IDE ont été donnés. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. Lecture : Les statistiques de Student sont en italique. *** : test significatif à 1% ;** : significatif à 5%;* : significatif à 10 %. Tests entre parenthèses : sans constante. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI. 84 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

15 Du point de vue des investissements directs entrant, l impact négatif sur le solde commercial est manifeste dans le cas français si l on prend en compte des effets sur les partenaires. Chaque dollar d investissement étranger en France est associé à 30 cents de déficit commercial induit, vis-à-vis du pays investisseur. Pour les États- Unis le paramètre associé à la variable d IDE entrant n atteint pas le seuil de significativité avec cette spécification de l équation d exportation ; concernant l impact sur les importations, on obtient un résultat similaire à celui enregistré pour la France. Au total, l effet d entraînement de l IDE entrant sur les importations est du même ordre en France et aux États-Unis (environ 90 cents par dollar investi). En revanche, l IDE sortant manifeste une complémentarité avec les échanges beaucoup plus forte dans le cas américain : environ 2,7 dollars d exportations par dollar d IDE sortant, contre moins de 40 cents dans le cas français ; et plus de 3 dollars d importations par dollar d IDE américain sortant, contre rien de significatif dans le cas français. Ces relations diffèrent néanmoins selon les branches considérées, si l on se réfère aux équations d exportation et d importation estimées industrie par industrie, en utilisant la spécification précédente. Celle-ci, dans la mesure où elle intègre des variables macroéconomiques, reste justifiée tant que le niveau de décomposition de la nomenclature sectorielle n est pas trop élevé. La décomposition en 6 secteurs d activité seulement permet donc de retenir cette spécification ; on remarquera toutefois que dans de nombreux cas, la significativité des variables d IDE se trouve considérablement amoindrie (cf. tableau 6). Ce n est pas seulement l amplitude de l effet de complémentarité qui est en cause, mais également le signe de la relation IDE-commerce, c est-à-dire la complémentarité elle-même, puisque des effets de substitution se manifestent maintenant à l intérieur de certaines branches. L IDE d une branche industrielle à l étranger stimule autant les exportations de cette dernière que celles du reste de l industrie... Comment les IDE affectent-ils finalement les échanges extérieurs d un pays en termes nets, c est-à-dire en prenant en compte simultanément les effets de création/destruction d échanges à l importation et à l exportation? Cette question doit être abordée en évaluant les effets qu une branche est susceptible d induire sur d autres branches. Tableau 6 Coefficients estimés pour les variables d IDE au niveau des branches individuelles (France et États-Unis, ) France États-Unis FOUT (1) FIN (1) FOUT (1) FIN (1) Exportation Pétrole 0-0,070** - 0,050-0,019-0,018 Alimentation ww0,347*** 000,287** - 0,100 0,015 Produits chimiques - 0,070 ww1,250*** 0,111 0,018 Métallurgie 000,282** ww4,130*** 0,130 ww0,370*** Mécanique 0,183-0,290-0,030 0,146 Équipement de transport et manufacturier nda 00,850* - 0,595 ww0,890*** - 0,200* Importation Pétrole 0-0,345** 0,144 0,279*** ww0,149*** Alimentation 0,126 0,076-0,090-0,033 Produits chimiques 0,091 ww1,520*** -0,021 0,347 Métallurgie 00,300* 4,320*** 0,138 ww0,503*** Mécanique - 0,218-0,286 0,703 0,441 Équipement de transport et manufacturier nda 0,848-0,560 ww1,219** 0, On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. Lecture : estimationavecl équation [6] donnéedansl annexeiipourlafranceet [14] pourlesétats-unis. L indice i correspond alternativement àlafranceouauxétats-unis et les estimations sont réalisées individuellement pour chaque branche : au lieu de considérer un panel de branches, on estime une équation d exportation pour la France et le pétrole, une d importation pour la France et le pétrole, une d exportation pour la France et les produits de l alimentation, etc. Seuil de significativité : *** : test significatif à 1%; ** : significatif à 5%; * : significatif à 10 %. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 85

16 Les conclusions d une telle analyse doivent être utilisées avec prudence. Tout d abord, corrélation ne signifie pas causalité. Les IDE entrant ne sont pas la cause d un déficit commercial. Deuxièmement, notre analyse reste fondamentalement statique, quand bien même nous travaillons sur un panel portant sur une dizaine d années. Les effets dynamiques de l IDE sur la productivité et les performances sectorielles sont donc par nature négligés. Enfin, comme nous l avons déjà souligné à plusieurs reprises, la relation entre IDE et échanges est fortement marquée par le niveau d analyse retenu. L existence d effets de substitution peut être défavorable aux exportations d une firme donnée à partir de sa localisation d origine, sans être nécessairement dommageable à cette firme. Ses ventes et sa part de marché, dès lors que l on intègre les ventes locales, peuvent être élargies. L activité de l industrie à laquelle cette firme appartient, doit-elle pour autant souffrir, dans le pays d origine, de cette substitution de ventes étrangères aux exportations? Pas nécessairement si d autres exportations sont induites par ces ventes à l étranger, comme des parties et composants ou des compléments de gamme. Dans ce cas, les effets de complémentarité peuvent compenser tout ou partie des effets de substitution, et ce sont les effets nets qui intéressent la politique économique. À fortiori, le développement de la production à l étranger consécutif à l IDE sortant dans une industrie donnée n a pas de raison d être défavorable aux exportations de l industrie prise dans son ensemble, vers le pays d accueil de cet IDE. Ce point peut trouver une illustration simple dans les résultats des estimations de fonction d exportation et d importation, dans la mesure où nous pouvons facilement calculer l impact net sur la balance commerciale d un investissement à l étranger en considérant les industries individuelles, puis l industrie dans son ensemble, et enfin le niveau macroéconomique global. Considérons les données françaises d IDE et d échanges face à chaque partenaire. Nous posons la question de la relation entre les IDE totaux vers un pays ou originaire de ce pays et les exportations françaises vers ce pays ou les importations françaises en provenance de celui-ci. Si les effets de stimulation des échanges de secteur à secteur, liés à l IDE, sont importants, cela se traduira par des coefficients estimés beaucoup plus élevés pour les variables d IDE que ce que nous avons rencontré jusqu ici. Trois équations d exportations bilatérales sont estimées : tout d abord en utilisant le panel de branches (équation [12]) ; ensuite au niveau de l industrie dans son ensemble en utilisant l IDE industriel total comme variable explicative des exportations totales de biens, au niveau bilatéral (équation [11]) ; enfin, nous considérons les exportations totales de biens expliquées par l IDE total, tous secteurs confondus y compris l IDE dans les services (équation [10]). Trois équations sont estimées de la même façon pour les importations. Pour que les coefficients estimés aux trois niveaux de l exercice soient comparables, il faut que les spécifications utilisées soient identiques. Notons que le modèle utilisé ici ne comporte pas d effets sur les branches dans la mesure où nous travaillons non seulement sur le panel de 19 branches, mais aussi sur les branches agrégées. À l exception d un paramètre, toutes les variables d IDE bilatérales sont significatives dans le cas français que nous retenons comme exemple (cf. tableau 7). Cette démarche en trois temps met en évidence des effets importants de stimulation des échanges, dans la mesure où la complémentarité entre IDE et commerce est beaucoup plus forte au niveau de l industrie dans son ensemble que dans les branches individuelles. Considérons dans un premier temps l investissement direct français à l étranger. Le ratio de 1,87 pour l IDE sortant, entre branches et pour les exportations, peut s interpréter de la façon suivante : un dollar d IDE sortant, dans une industrie donnée, est associé avec 58 cents d exportations additionnelles dans cette industrie, chiffre à comparer avec une complémentarité de 1,09 dollar au niveau de l industrie dans son ensemble (18). Ceci signifie que 58 cents d exportations additionnelles sont enregistrées dans l industrie qui investit 1 dollar à l étranger (19), auxquels s ajoutent 51 cents d exportations disséminées dans le reste de l industrie. Le modèle ne réussit pas à mettre en évidence d exportations additionnelles associées à l IDE dans les services. Ceci peut être dû au fait que l IDE sortant est enregistré dans la branche qui investit, et non pas dans le secteur de destination de cet IDE. Ainsi, un investissement sortant réalisé par une firme appartenant au secteur pharmaceutique, et correspondant à une activité de services à l étranger (filiale 18. Rappelons que nous intégrons l agriculture et l énergie dans les branches considérées. 19. Il s agit bien du mode d enregistrement utilisé pour les IDE français, comme nous l avons déjà signalé. 86 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

17 commerciale par exemple), sera-t-il enregistré dans le secteur de la pharmacie, et non pas dans le secteur des services. L effet de stimulation entre IDE dans les services et échanges de biens est donc intégré d emblée dans l estimation, s il existe. Mais comme nous l avons déjà souligné, les IDE sortants sont également associés à des importations supplémentaires. La non significativité du paramètre dans l équation estimée pour l industrie dans son ensemble n exclut pas d importants effets de stimulation. On ne peut naturellement pas distinguer ce qui relève de l IDE dans les services de ce qui relève des retombées entre branches industrielles.... et cet effet d entraînement est encore plus marqué pour l investissement direct étranger en France En ce qui concerne l IDE entrant, les effets de déversement sont très importants comme l indiquent les ratios très élevés qui sont obtenus. Et à la différence de ce que nous observions pour l IDE sortant, l IDE entrant est enregistré dans le secteur de destination, ce qui permet d identifier à coup sur les effets de stimulation de l IDE dans les services sur les échanges de biens. On remarque que ces effets sont très largement dominés par ceux existant entre branches. Tableau 7 Une mesure des effets de déversement de l IDE sur les échanges (France, ) Total (1) Industrie dans son ensemble (2) Industries individuelles (3) (1)/(2) (b) (1)/(3) (b) (2)/(3) (b) Équation [10] Équation [11] Équation [12] Exportation (a) FOUT 1,072*** 1,087** 0,580*** 0,99 1,85 1,87 4,098 2,264 7,933 FIN 3,645*** 2,576*** 0,432*** 1,42 8,44 5,96 9,975 3,157 3,994 R 2 ajustée 0,807 0,739 0,390 Test de Fisher 124,86 84,96 348,43 Nombre d observations Test de Lagrange 3,65 (0,056) 2,55 (0,11) 1,10 (0,29) Test d Hausman 1,61 (0,95) 3,22 (0,78) 7,49 (0,27) Indice de conditionnement 6,39 (4,09) 6,05 (3,63) 5,62 (2,68) Importation (a) FOUT 0,768** 0,167 0,276*** - 2,78-2,309 0,277 3,095 FIN 3,542*** 3,040*** 0,564*** 1,17 6,28 5,39 7,626 2,959 4,270 R 2 ajustée 0,756 0,716 0,335 Test de Fisher 92,71 75,54 284,95 Nombre d observations Test de Lagrange 4,65 (0,03) 2,99 (0,08) 0,01 (099) Test d Hausman 0,81 (091) 2,81 (0,83) 6,35 (0,385) Indice de conditionnement 6,39 (4,09) 6,05 (3,63) 5,62 (2,68) a. Seuls les paramètres relatifs aux variables bilatérales d IDE ont été reportés. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. b. Ces trois ratios permettent de mesurer respectivement les effets de déversement de l IDE total sur le commerce total des biens ((1)/(2)), les effets de déversement de l IDE total sur le commerce des branches individuelles ((1)/(3) et les effets de déversement de l IDE total sur les entre les branches ((2)/(3)). Lecture : les statistiques de Student sont en italique. Seuil de significativité : *** : test significatif à 1%; ** : significatif à 5%; * : significatif à 10 %. Tests entre parenthèses : sans constante. La colonne (1) indique les effets sur les exportations et importations des industries, de l investissement direct total (services compris). La colonne (2) indique les effets sur les exportations et importations de l ensemble des industries, de l investissement direct de l ensemble des industries. La colonne (3) indique les effets sur les exportations et importations des industries individuelles, de l investissement direct de ces industries. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 87

18 Au total, cet exercice souligne que l essentiel des effets de stimulation se fait de branche à branche ; d où un effet net de complémentarité entre flux d IDE et flux de biens très largement supérieur au niveau de l industrie dans son ensemble (celui auquel la plupart des études le mesurent) qu au niveau des branches individuelles. On remarque également que l effet net de l IDE sortant sur la balance commerciale française, estimé en comparant les coefficients de cet IDE estimés dans les équations d exportation et d importation, a le même ordre de grandeur qu il s agisse des échanges globaux (1,07-0,77) ou des échanges à l intérieur d une même branche industrielle (0,58-0,28). Cette proportionnalité entre exportations et importations entraînées par l IDE sortant, constatée au niveau global ou sectoriel, a-t-elle valeur de règle? États-Unis : entrant ou sortant, l IDE favorise le déficit commercial Afin de répondre à cette question, nous devons tenir compte de ce qu à priori les exportations et les importations ne sont pas indépendantes (20) : il faut importer pour produire et donc importer pour exporter. À cette fin, nous pouvons modéliser directement le solde commercial en nous appuyant sur les spécifications déjà utilisées. C est ce que nous faisons dans le tableau 8 pour le panel de 19 branches françaises (cf. tableau 8), et pour deux panels de 6 secteurs, relatifs à la France et aux États-Unis (cf. tableau 9). Nous contrôlons la robustesse des coefficients en proposant, comme précédemment, des spécifications alternatives. Dans le cas français, si l on considère le panel de 19 branches, les estimations des déséquilibres commerciaux associés à l IDE sont robustes à ce changement de spécification. Chaque dollar d IDE sortant est associé à 26 à 30 cents d excédent commercial. Ceci prend en compte le fait que les branches avantagées puissent exporter plus et investir plus à l étranger. Les 30 cents obtenus ici sont indépendants de cette co-détermination des deux types de flux. 20. En pratique, les résultats sont identiques que l on travaille séparément sur les exportations et les importations, ou directement sur le solde commercial. Tableau 8 Coefficients associés aux variables d IDE bilatéral dans l équation de solde commercial, panel de 19 branches, France Effets sur les périodes et les partenaires... branches... branches (coûts de transaction)... partenaires (économies d échelle) Équation [5] Équation [4] Équation [3] Équation [2] FOUT (1) 0,262 0,310 0,294 0,296 FIN - 0,114-0,218-0,181 n.s. 1. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. n.s. : non-significatif. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI Tableau 9 Coefficients relatifs à l IDE dans les équations de solde commercial de la France et des États-Unis, panel de six secteurs, France et USA fixes uniquement sur les partenaires Effets fixes uniquement sur les périodes MCO et économies d échelle Équation [6] Équation [7] Équation [9] France FOUT (1) n.s. n.s. n.s. FIN - 0,289-0,460-0,397 USA FOUT - 0,586 0,021 0,055 FIN n.s. - 0,362-0, On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. n.s. : non significatif. Source : base de données constituée à partir de données du Bureau of Economic Analysis, de la Banque de France, du Chelem et du FMI. 88 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7

19 Les résultats concernant l IDE entrant sont moins robustes. Nous obtenons 20 cents de déficit commercial par dollar d IDE entrant si nous contrôlons la dimension sectorielle venant d être évoquée. Par contre, si nous contrôlons la structure géographique des échanges extérieurs français, ce déficit tombe à 11 cents par dollar d IDE entrant. Ceci signifie, toutes choses égales par ailleurs, que les pays vendant le plus en France sont également ceux qui y investissent le plus, ou inversement. Le panel de 6 secteurs donne des résultats de moins bonne qualité pour l investissement direct français à l étranger, comme nous l avons déjà souligné. Nous obtenons, en revanche, une relation significative pour les IDE entrants, correspondant à un déficit commercial de 30 à 40 cents par dollar d IDE. Naturellement, ce chiffre est plus élevé que celui obtenu avec 19 branches, puisque le niveau plus regroupé de la nomenclature intègre maintenant une partie des retombées de branche à branche. Ce qui est plus remarquable, les bénéfices de l investissement à l étranger disparaissent dans le cas américain si nous contrôlons la structure géographique des échanges extérieurs de ce pays (effets fixes sur les partenaires). C est bien en effet à des importations nettes, c est-à-dire un déficit commercial de 58 cents que chaque dollar d IDE américain à l étranger est associé (21). Ceci souligne la nécessité de ne pas confondre complémentarité avec les échanges et effet positif sur le solde commercial. De plus, l effet de l IDE entrant est lui aussi négatif dans le cas américain, lorsqu il est significatif (entre 36 et 75 cents de déficit commercial par dollar d IDE entrant, selon la spécification retenue). En moyenne, l IDE entrant est plus défavorable que l IDE sortant à la balance commerciale Est-il besoin de le préciser, cette relation obtenue au niveau du panel ne signifie pas que la relationsoitdemêmenatureauseindechaque branche. En réalité, les coefficients estimés diffèrent assez largement d une branche à l autre. Afin de l illustrer, nous pouvons concentrer notre attention sur le cas français et procéder à des estimations branche par branche. Le tableau 10 illustre la forte spécificité sectorielle du phénomène, nécessairement masquée par 21. La comptabilisation dans la branche de destination des IDE américains sortants peut contribuer à renforcer ce résultat. Tableau 10 Coefficients estimés relatifs aux IDE dans les équations d exportation, d importation et de solde commercial des branches : France Branche (1) Exportations Importations Solde commercial FOUT FIN FOUT FIN FOUT FIN Agriculture 7, ,665** 006,276** 005,670*** 0,941-1,005 Produits énergétiques bruts - 0,002 0, ,239 0,679 0,237-0,543 Produits énergétiques raffinés - 0,027-0, ,791*** 0,009 1,764-0,039 Autres énergies 000,379*** - 1,263 0,018 0,098 0,361-1,361 Extraction métaux ferreux et non ferreux 0,044-5,206 0,034 0,142 0,010-5,348 Produits métalliques 000,428*** 001,376*** 000,294** 0,847 0,134 0,529 Extraction produits minéraux 000, ,304*** 000,809** 0,016-0,567 0,288 Produits minéraux 000,185*** 000,269** 000,344*** 000,494*** - 0,159-0,225 Produits chimiques - 0, ,502*** 000,153* 001,767*** - 0,169-0,265 Fonderie, forge 0, ,530*** 0, ,785*** - 0,006-3,255 Machines industrielles et agricoles 000,921** - 0, ,173* - 0,173-0,252-0,037 Informatique, industrie de précision 0,148 0, ,461* 0,415-0,313-0,201 Équipement électrique et électronique 0,065-0, ,118-0,145 0,183 0,074 Équipement de transport 0, ,721* 0,367-0,489 0,212-0,232 Alimentation, boissons, tabac 000,385*** 000,335*** 000,147* 0,104 0,238 0,231 Textile, habillement 001,729*** 004,237*** 001,202* 003,252*** 0,527 0,985 Bois, papier, imprimerie 0, ,215* 0, ,711*** - 0,129-0,496 Produits en caoutchouc et plastique 000,763** - 0, ,735* - 0,045 0,028-0,025 Autres produits manufacturés 007,621*** 0, ,469*** 0,809-13,848-0, Seuls les coefficients relatifs aux variables bilatérales d IDE ont été donnés. On se reportera à l annexe I pour la signification des variables, à l annexe II pour le détail des équations. Lecture : L équation [5] est estimée ici avec i correspondant à la France, en supprimant e t Seuil de significativité : *** : test significatif à 1%; ** : significatif à 5%; * : significatif à 10 %. Source : base de données constituée à partir de données de la Banque de France, du Chelem et du FMI. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7 89

20 le travail sur l industrie prise dans son ensemble, ou dans les travaux s intéressant à la complémentarité macroéconomique. Enprocédantdelasorte,lenombrededegrés de liberté connaît une réduction drastique, et avec lui la qualité des estimations réalisées. Quoiqu il en soit, nous obtenons 8 coefficients négatifs sur 19 pour FOUT dans les équations de solde commercial des branches. Ce chiffre doit être comparé à 14 coefficients négatifs sur 19 pour FIN. Ceci justifie le fait «qu en moyenne» l IDE entrant soit plus «défavorable» à la balance commerciale que l IDE sortant. De surcroît, les résultats obtenus ne valident pas un certain nombre d idées reçues sur le rôle des délocalisations, au moins dans le cas français. Si l IDE dans l extraction des produits minéraux est défavorable à la balance commerciale de cette industrie, c est le contraire qui est observé, contre toute attente, dans le cas du textile-habillement. Cependant, dans ce dernier cas, l analyse ne distingue pas les IDE associés à d éventuelles délocalisations de ceux correspondant à l implantation à l étranger de filiales de distribution par des entreprises du secteur. Ainsi se trouve confirmé l apport d une analyse désagrégée de la relation IDE-commerce. Comme le lecteur l aura compris, les statistiques aujourd hui disponibles ne permettent que de jeter de premières bases à de telles études. Le présent article en aura illustré la logique et souligné les limites. BIBLIOGRAPHIE Andersen P. S. et Hainaut P. (1998), «Foreign Direct Investment and Employment in the Industrial Countries», Bank for International Settlements Working Paper, n 61. Andersson T. (1993), «Nya villkor för ekonomichi och politik. Ekonomikommissions förslag», SOU, 1993 :16, bilaga 3, pp Andersson T., Fredriksson T. et Svensson R. (1996), Multinational Restructuring, Internationalization and Small Economies: The Swedish Case, London : Routledge. Barlet C. (1992), «Commerce international et différenciation des produits : un arbitrage entre exportation et investissement direct», Économie et Prévision, n , pp Becuwe S., Mathieu C. et Sevestre P. (1997), «Commerce intra-firme, barrières aux échanges et coûts de production aléatoires», XLVI e Congrès de l AFSE, septembre 1997, Paris. Belderbos R. (1992), «Large Multinational Enterprises Based in a Small Economy : Effects on Domestic Investment», Weltwirtschaftliches Archiv, n 128,pp Bergstrand J.H. (1989), «The Generalized Gravity Equation, Monopolistic Competion and the Factor- Proportions Theory in International Trade», Revenu of Economics Statistics, vol. 71, n 1, pp Blomström M. et Kokko A. (1994), «Home Country Effects of Foreign Direct Investment: Evidence from Sweden», CEPR Discussion Paper, n 931. Blomström M, Lipsey R. et Kulchchycky K. (1988), «US and Swedish Direct Investment and Exports», in R. BALDWIN ed. Trade Policy Issues and Empirical Analysis, Chicago, Chicago University Press. Borenzstein E. et De Gregorio J. (1995), «HowDoes Foreign Direct investment Affect Economic Growth», NBER Working Paper, n Brainard S.L.,(1993a), «An Empirical Assessment of the Factor Proportions Explanation of Multinational Sales», NBER, Working Paper, n Brainard S.L., (1993b), «An Empirical Assessment of the Proximity-Concentration Tradeoff between Multinational Sales and Trade», NBER, Working Paper, n Brenton P., Di Mauro F. et Lücke M. (1998), «Economic Integration and FDI: An Empirical Analysis of Foreign Investment in the EU and in Central and Eastern Europe», Kiel Working Paper, n 890. Drabek Z. (1998), «A Multilateral Agreement on Investment: Convincing the Sceptics», WTO Staff Working Paper, ERAD Eaton J. et Tamura A. (1994), «Bilateralism and regionalism in Japanese and US trade and direct foreign investment patterns», NBER Working Paper, n Erkel-Rousse H., Gaulier G. et Pajot M. (1999), «Export Equations of a Differentiated Product: An Analysis of the French Manufacturing Industry in the Light of ECM and VECMs», Revue d Économie Politique, 109(2), pp ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /7