UNE MAQUETTE DE PRÉVISION À COURT TERME POUR LA FRANCE

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1 Direcion Générale du Trésor e de la Poliique Économique UNE MAQUETTE DE PRÉVISION À COURT TERME POUR LA FRANCE Vianney BOURQUARD, Nicolas CARNOT, Anoine DERUENNES, Séphanie PAMIES-SUMNER Documen de ravail Ocobre 2005

2 UNE MAQUETTE DE PREVISION A COURT TERME POUR LA FRANCE Vianney BOURQUARD Nicolas CARNOT Anoine DERUENNES Séphanie PAMIES-SUMNER Documen de ravail Ocobre 2005 Ce documen de ravail n engage que ses aueurs. L obje de sa diffusion es de simuler le déba e d appeler commenaires e criiques. MINISTERE DE L ECONOMIE DES FINANCES ET DE L INDUSTRIE Direcion Générale du Trésor e de la Poliique Economique 139, rue de Bercy PARIS Cedex 12

3 Les aueurs exprimen leur graiude envers Gilber Rini pour sa paricipaion à la mise au poin de la base de données e son aide de ous les insans, e leur reconnaissance collecive aux aures membres de l équipe des prévisions France (Sophie Barbier, Aline Courmaceul, Julie Muro, Marine Palus, Michel Taffle) pour leur conribuion direce ou indirece à ce proje, ainsi qu'à Carole Schneider pour la mise en forme de ce documen. Ils remercien ou pariculièremen Eric Dubois de leur avoir fai bénéficier de son expérience par ses conseils e criiques précieuses ou au long de ce ravail. Ils remercien égalemen Cédric Audenis e Pierre-Alain Pionnier de leur avoir permis de reproduire leurs ravaux de modélisaion de l emploi (secion 3.6). Ils remercien enfin l ensemble des paricipans au séminaire inerne DGTPE du 22 juin 2005 où une première version de cee maquee a éé présenée.

4 Sommaire Résumé/ Absrac 3 I - Inroducion 5 II - Archiecure de la maquee 7 III - Les comporemens réels 9 III.1 - La consommaion des ménages 9 III.2 - L invesissemen des enreprises (SNFEI) 14 III.3 - La formaion des socks 17 III.4 - Les exporaions de biens manufacurés 19 III.5 - Équaion d imporaions de biens manufacurés 22 III.6 - L emploi salarié marchand non agricole 25 IV - La boucle prix-salaires 28 IV.1 - La boucle prix-salaires es cenrée sur la déerminaion de l inflaion sousjacene 28 IV.2 - Le salaire moyen par êe 30 IV.3 - Le prix de producion 34 IV.4 - Le prix des consommaions inermédiaires 36 IV.5 - L indice des prix à la consommaion sous-jacen 39 V - Conclusion 41

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6 Résumé Ce documen présene une maquee macroéonomérique de l économie française élaborée à la DGTPE en vue de la prévision économique de cour erme. Elle repose esseniellemen sur les compes naionaux rimesriels de l' INSEE en base Relaivemen compace, elle a éé conçue comme un simple ouil d'analyse e de synhèse de l'équilibre des biens e services faisan inervenir des mécanismes radiionnels. L accen es mis sur la qualié explicaive des spécificaions, la robusesse des relaions invoquées, la possibilié d incorporer simplemen des spécificaions alernaives e enfin la bonne ariculaion avec les aures aspecs des exercices de prévision de la DGTPE. Mos-clés : prévision, modélisaion macroéconomique, France Classificaion JEL : C5, E17. Absrac This paper describes a small-sized macroeconomeric model of he French economy buil a he French Treasury for shor-erm economic forecass. This model relies mosly on quarerly naional accouns from INSEE wih 2000 as base year. I focuses on he goods and services equilibrium and builds on radiional mechanisms. The emphasis is on he explanaory power of behavioural relaions, he robusness of he links involved, he easiness of adaping he model o alernaive specificaions and he smooh ineracion wih oher feaures of economic forecasing a he Treasury. Keywords : forecasing, macroeconomic modelling, France JEL Classificaion : C5, E17. 3

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8 I - Inroducion Ce documen présene une maquee macroéconomérique pouvan servir de suppor à la prévision de cour erme de l économie française. De facure radiionnelle, la maquee es relaivemen compace (1). Elle a éé conçue comme un ouil d analyse e de synhèse de l équilibre des biens e services, pour les exercices de prévision à cour erme menés par la DGTPE («budges économiques»). Sa vocaion es donc moins universelle que celle d un modèle macroéconomique généralise, comme le modèle MESANGE (2), oriené an vers la prévision de cour erme que la réalisaion de scénarios de moyen-long erme e la confecion de varianes d environnemen ou de poliique économique. Le cœur analyique de la maquee pore sur l équilibre des biens e services en volume e en prix. Les spécificaions reenues son usuelles, an dans le choix des variables que dans la forme empirique des équaions. La plupar des mécanismes des modèles d inspiraion radiionnelle son représenés (bouclage par la demande, reour de l offre par les prix e les profis, effes des aux d inérê ) (3). Le modèle es puremen naional e l environnemen inernaional e de poliique économique es exogène. Le bouclage par les revenus es effecué mais, à la différence des modèles macroéconomiques plus comples, de manière simple e avec peu de déails. Du côé de l offre, on s inéresse le plus souven au seceur privé marchand non agricole (branches EB-EP de la compabilié naionale) en isolan les branches agricole (EA) e principalemen non marchande (EQ-ER). Dans son espri, la maquee se veu simple de concepion e souple d uilisaion. Les objecifs prioriairemen recherchés son la qualié prédicive e explicaive des équaions de comporemen, la robusesse des mécanismes invoqués, la possibilié d incorporer simplemen des spécificaions alernaives, enfin la bonne ariculaion avec les aures aspecs des exercices de budges économiques. Cerains a priori héoriques (poran noammen sur l égalié de coefficiens à une valeur suggérée par des modèles sylisés) son imposés lorsqu ils son bien accepés par les données. La maquee a éé esimée à parir des données en base 2000 de la compabilié naionale. Elle es à fréquence rimesrielle e uilise principalemen les données des compes rimesriels publiés par l INSEE. La version de la maquee présenée dans ce documen a éé esimée sur les compes correspondan aux résulas déaillés du premier rimesre 2005, publiés le 30 juin Les principaux changemens enre les esimaions assises sur la base 2000 e sur la base 95 son résumés dans l encadré 1. Dans la suie de ce documen, on présene d abord de manière générale l archiecure de la maquee e ses principales spécificaions (secion 2), avan de déailler les six principales équaions relaives aux comporemens réels (secion 3) puis la srucure de la boucle prix-salaires e les quare principales équaions de celle-ci (secion 4). La secion 5 conclu. (1) La maquee compore 103 variables exogènes e 137 variables endogènes, don 17 corresponden à des équaions de comporemen esimées économériquemen. (2) Allard-Prigen e al. (2002), Présenaion du modèle MESANGE, Documen de ravail DGTPE, mai. Voir aussi Baghli e al. (2004), MASCOTTE : Modèle d Analyse e de PréviSion de la COnjoncure TrimesTriellE, Noe d éudes e de recherche de la Banque de France, N 116, février. (3) En revanche, le bloc d offre n a pas la cohérence inerne de celui du modèle MESANGE e le senier de long erme n es pas clairemen défini. Par ailleurs, le raiemen des anicipaions (supposées adapaives) es élémenaire e les effes parimoniaux son absens. 5

9 Encadré 1 : Modificaions apporées aux principales équaions de comporemen enre la base 2000 e la base 95 En base 2000, la modélisaion faie ici des principaux comporemens condui à des esimaions de qualié convenable en comparaison des ouils en base 95 uilisés à la DGTPE (noammen le modèle MESANGE). Les spécificaions obenues à l issue du ravail d esimaion son souven proches. Quelques différences e/ou ceraines nouveaués peuven cependan êre noées. a) S agissan de la consommaion des ménages, les esimaions fon ressorir le aux de chômage de manière plus marquée qu en base 95. Le rôle du aux d inérê (réel) apparaî, comme c éai déjà le cas, ou juse significaif. Celui de l inflaion ne peu êre mis en évidence depuis le milieu des années 1980, sans doue en raison d une variabilié insuffisane de celle-ci sur la période ; il peu en revanche êre esimé sur une période de emps plus longue, mais au prix de la «sorie» du aux d'inérê de l équaion e d une dégradaion de la qualié globale de celle-ci. b) L invesissemen des enreprises rese bien appréhendé par un modèle de ype accéléraeur-profi. En oure, le aux d inérê réel apparaî plus neemen comme l un des déerminans de l invesissemen. c) Pour le commerce exérieur, les spécificaions reenues son voisines de celles uilisées en base 95. L équaion d exporaions fai ouefois ressorir une élasicié à la compéiivié-prix quelque peu accrue (de l ordre de 1,0 pluô que ¾). Par ailleurs, s agissan des imporaions, l indicaeur de demande adopé es la demande finale (y compris exporaions), pluô que la demande inérieure (y compris consommaions inermédiaires). Les ess réalisés conduisen en effe à préférer ce choix. Enfin le changemen de base modifie peu le diagnosic sur la performance récene à l exporaion : celle-ci s explique assez bien par les déerminans radiionnels mais compore oujours un résidu négaif inexpliqué, noammen en d) L emploi salarié privé rese déerminé principalemen par un modèle d ajusemen sur la valeur ajouée don le long erme fourni la endance des gains de producivié par êe. Cee endance compore comme en base 95 un coude baissier au débu des années e) La modélisaion des prix a éé refondue afin de mieux ariculer celle-ci avec les ouils de prévision de l IPC par composanes secorielles. La nouvelle boucle prix-salaires s appuie sur une disincion enre les composanes «sous-jacene» e «volaile» de l inflaion, cee dernière éan déerminée par une boucle prix-salaires classique. Le cœur de celle-ci es consiué de rois équaions de prix de facure radiionnelle (prix de producion, prix de consommaions inermédiaires, prix de consommaion sous-jacene), e d une équaion de salaire par êe. f) Dans l équaion de salaire, deux nouveaués son inroduies dans le raiemen de la variable d inflaion : d une par, l IPC es uilisé de préférence au déflaeur de consommaion, le premier apparaissan comme une mesure plus plausible des anicipaions d inflaion ; d aure par, les deux composanes sousjacene e volaile de l IPC son inroduies séparémen de manière à enir compe de réponses évenuellemen différenes des salaires à celles-ci. De fai, les résulas d esimaion confirmen assez neemen cee hypohèse. 6

10 II - Archiecure de la maquee Cee secion résume la logique sous-jacene à la maquee e ses principales caracérisiques (cf. encadré 2 pour un résumé plus formel). La maquee es cenrée auour de la déerminaion de l équilibre des biens e services. Le PIB es déerminé compablemen par sommaion des composanes de la demande (4). Chaque grande composane es elle-même déerminée par un modèle à correcion d erreur de facure radiionnelle esimé sur les 20 ou 25 dernières années. La dépense publique e l invesissemen des ménages on néanmoins un sau d exogène (en praique, ces variables son éablies hors maquee dans les exercices de prévision). La consommaion des ménages es liée au pouvoir d acha du revenu, au chômage e au aux d inérê réel (e évenuellemen à l inflaion dans une spécificaion alernaive). Le long erme de cee équaion défini impliciemen une cible de aux d épargne. L invesissemen producif résule lui d une spécificaion de ype accéléraeur-profi augmené d une variable de aux d inérê réel. Pour le commerce exérieur, la maquee disingue les produis manufacurés, l énergie, l agro-alimenaire e les services. Les équaions sur les champs manufacurier e de services fon oues inervenir un effe demande e un effe de compéiivié-prix, e le cas échéan des endances emporelles. L emploi salarié privé (5) es modélisé à parir de la valeur ajouée privée e d une endance déerminise représenan les gains de producivié. Cee endance compore une inflexion (baissière) au débu des années Le coû du ravail n es pas inrodui mais la série d emploi modélisée es préalablemen corrigée des effes esimés des poliiques de l emploi. L emploi public, agricole e non salarié ainsi que la populaion acive son fixés hors maquee. Le aux de chômage s en dédui. La boucle prix-salaires s aricule auour d une équaion de salaire e de rois équaions de prix principales : un prix de consommaion sous-jacen, un prix de producion inérieur des branches privées e un prix des consommaions inermédiaires. Le salaire dérive d une équaion de Phillips comprenan comme déerminans le chômage, l inflaion e les coups de pouce sur le SMIC. Le prix de producion sur le marché inérieur s indexe avec reard sur l évoluion du coû uniaire variable, somme du coû salarial e du coû des produis inermédiaires par unié d oupu. Le prix des consommaions inermédiaires dépend lui-même de ce prix de producion e du prix des imporaions, en disinguan au sein de celles-ci l énergie. Enfin le prix de consommaion sous-jacen es modélisé à parir du prix de producion e du prix des imporaions de biens manufacurés. Les aures prix inervenan dans la maquee son modélisés de manière rudimenaire. Les déflaeurs du commerce exérieur (sur lesquels les inceriudes de mesure son imporanes) son supposés s indexer à erme sur la moyenne d un prix domesique e sur un prix éranger pondéré exprimé en monnaie naionale (comporemen mi "price-maker", mi "price-aker", en ligne avec les propriéés de MESANGE). Les déflaeurs d invesissemen (producif e des ménages) évoluen par défau en parallèle avec le déflaeur de consommaion. Le revenu des ménages es désagrégé en six composanes : les revenus salariaux privés, la masse salariale publique, l excéden bru d exploiaion, les ransfers publics nes, les revenus financiers nes e les aures revenus nes. Les revenus salariaux privés découlen de l évoluion de l emploi e du salaire des branches privées. Pour les aures poses, la maquee foncionne par défau avec des règles calibrées e des clés de passage élémenaires. En praique ouefois, ces aures composanes son exogénéisées e déerminées hors maquee lors des exercices de prévision. (4) Cee propriéé d addiivié des volumes ne devrai plus êre vérifiée lorsque les compes rimesriels adoperon, comme les compes annuels, la méhodologie des prix chaînés. (5) Plus précisémen, des branches principalemen marchandes non agricoles (EB-EP). 7

11 Encadré 2 : Ecriure simplifiée des principales équaions de la maquee Déerminaion de la fiche de PIB (1) PIB = VA + TVA = C + I + G + S + ( X M ) avec VA : VA oale, C : consommaion e invesissemen des ménages, I : invesissemen des enreprises, S : socks, X : exporaions, M : imporaions, G : consommaion e invesissemen des adminisraions publiques, des ISBLSM (6) e des sociéés financières (SF). (2) C = C( RDBr, r) avec RDBr : le revenu réel des ménages e r : aux d inérê réel (3) I = I( VAEBEP, r, TxMg) avec VA EBEP : VA des branches marchandes non agricoles (EBEP), r : aux d inérê réel, TxMg : aux de marge des branches EBEP (4) S = S(DHS) avec DHS = PIB + M S la demande hors socks (5) X = X ( DM, c X ) avec DM : demande mondiale, c X : compéiivié à l exporaion (6) M = M DF, c ) avec DF = PIB + M : demande finale, c M : compéiivié à l imporaion ( M (7) G = G (exogène) Déerminaion de l emploi (8) TVA = * VA avec : aux apparen d impô sur les produis, ne de subvenions sur les produis (D21 e D31 en compabilié naionale) VA = VA + VA + VA (9) oale EA EBEP EQER VA = VA + VA + VA avec VA EA : VA de la branche agriculure e VA EQER : VA des branches non (10) EA EBEP EQER marchandes (11) VA EA EBEP = publique) VA, proporionnelles respecivemen à la VA oale e au PIB (hors consommaion (12) EMPS EMPS( VA, rend) EBEP = EBEP avec EMPS EBEP : emploi salarié EBEP Les aures variables d emploi son raiés comme des exogènes, à savoir l emploi salarié agricole, l emploi non salarié e la populaion acive. Boucle prix-salaires (13) PxX = PxX ( Pe, PxP) avec PxX : prix d exporaion, PxP : prix de producion sur le marché inérieur hors marges commerciales, Pe : prix érangers à l exporaion. (14) PxM = PxM ( Pe, PxP) avec PxM : prix d imporaion (13) e (14) corresponden à la modélisaion uilisée pour les prix manufacurier e les prix des services. Les prix d imporaions d énergie suiven une équaion économérique sur le prix du baril e les aures prix d imporaions / exporaions son exogènes. (15) PxCI = PxCI( PxM, PxP) avec PxCI : prix des consommaions inermédiaires (16) PxP = PxP( CSU, CUCI ) avec CSU = SMPT * EMPS EBEP / prodvol e CUCI = CIval / prodvol son respecivemen les coûs salariaux uniaires (avec prodvol la producion des branche EBEP en volume) e les coûs uniaires des consommaions inermédiaires (avec CIval les CI en valeur) (17) IPCSJ = IPCSJ ( PxM, PxP) avec IPCSJ : indice sous-jacen des prix à la consommaion (18) SMPT = SMPT ( IPC, Tcho) avec IPC : indice des prix à la consommaion, Tcho : aux de chômage SMPT = salaire moyen par êe (6) Insiuions Sans Bu Lucraif au Service des Ménages (ISBLSM). 8

12 III - Les comporemens réels III.1 - La consommaion des ménages La spécificaion reenue dans la maquee explique la consommaion à parir du pouvoir d acha du revenu des ménages, du aux de chômage e du aux d inérê réel. Parmi celles esées, cee formulaion es celle qui rerace de la manière la plus précise les flucuaions de la consommaion depuis le milieu des années Le rôle du aux de chômage apparaî plus marqué que dans les esimaions en base 95, andis que celui du aux d inérê réel rese à la limie de la significaivié. Une spécificaion alernaive, moins précise sur les années récenes car esimée sur une période de emps plus longue afin de faire ressorir le aux d inflaion, peu êre mobilisée le cas échéan. Le comporemen de consommaion des ménages es modélisé par un modèle à correcion d erreur (MCE) de facure radiionnelle (7). Quare déerminans de la consommaion on éé esés empiriquemen : le pouvoir d acha du revenu des ménages : il correspond ici au revenu disponible bru (RDB) de la compabilié naionale rapporé au déflaeur de consommaion. Ce choix, usuel, perme d inerpréer la relaion de long erme du MCE comme représenaif d une cible de aux d épargne (8). En base 2000, la série de RDB n exise pour l heure que depuis Sur les années anérieures, elle a éé réropolée en aux de croissance, à parir de la série de RDB en base 95 de laquelle on a reranché les revenus de la propriéé (9) (cf. graphique 2). le aux d inflaion : inrodui afin d évaluer noammen un effe de ype «encaisses réelles», il es mesuré par l indice des prix à la consommaion (IPC, en glissemen annuel). le aux de chômage (au sens du BIT), suscepible de caper les effes d épargne de précauion e/ou de confiance des agens. une variable de aux d inérê (réel), pouvan rendre compe des divers canaux de ransmission des aux d inérê à la consommaion (effes de revenu e de subsiuion, effe de richesse ). Le aux d inérê réel es calculé par différence du aux des empruns d Éa à 10 ans e du glissemen annuel de l IPC (reardé d une période) (10). (7) En base 95, des enaives récenes de modélisaion de la consommaion en France figuren dans Bonne e Ponce (2004), «Srucures de revenus e propensions différenes à consommer», Documen de ravail de l Insee, G ; Beffy e Monfor (2004), «Parimoine des ménages, dynamique d allocaion e comporemen de consommaion», Documen de ravail de l Insee, G ; Flandrin (2004), «Les effes de richesse e l arbirage consommaion épargne des ménages en France», aricle présené en séminaire Fourgeaud. (8) L égalié à l unié de l élasicié de long erme de la consommaion en volume au pouvoir d acha du RDB a éé imposée. Cee conraine es accepée par les données (élasicié sponanée de 0,94 dans l équaion reenue). (9) Du fai de l exploiaion de nouvelles sources d informaions e de nouveaux modes d évaluaion, la série de revenus de la propriéé a éé rès sensiblemen révisée sur les années lors du passage en base Pour cee raison, il es apparu plus robuse de réropoler le RDB sur une série en base 95 hors cee composane. (10) Les esimaions uilisan un aux d inérê cour (3 mois) pluô qu à 10 ans son un peu moins performanes. Cependan, celles reposan sur l uilisaion d une demi-somme aux cour / aux long son de qualié comparable. 9

13 Graphique 1 : Pouvoir d acha du revenu (ajusé) e consommaion des ménages (GA, en %) 5.0% 4.0% 3.0% Graphique 2 : aux d épargne e aux d épargne ajusé % % 0.0% -1.0% % -3.0% Q1 1981Q1 Pouvoir d'acha (GA, en %) Consommaion des ménages (GA, en %) Graphique 3 : inflaion e aux d inérê réel 2005Q Q1 1981Q1 Taux d'épargne (reropolaion avan 1993 avec le RDB base 1995) Taux d'épargne (reropolaion avec RDB base 1995 hors revenus de la propriéé) Graphique 4 : aux de chômage Q1 1981Q1 1982Q1 1984Q1 GA de l'inflaion (IPC) Taux d'inérê réel (10 ans, déflaé par l'ipc) Q1 1982Q1 1984Q1 Taux de chômage L équaion reenue par défau, esimée sur une période démarran au-delà du milieu des années 1980 pour une raison expliquée plus loin, es la suivane : log( Conso ) = 2,0 0,23. log( Conso (5,4) (5,3) (6,1) (2,2) 1,8. ( TxChô ) + 1,0. indicarice Où : Équaion de consommaion des ménages 1 ) + 0,13. log( Conso (3,9) (1,3) + 0,6. indicarice ) + 0,18. log( RDBR ) + 0,14. log( RDBR (2,2) 0,45. (5,3) (2,0) 3 [ log( Conso 1) log( RDBR 1) ] 0,16. TxRéel 1 Conso : dépense de consommaion des ménages en volume RDBR : RDB réel (réropolé avec le RDB hors revenus de la propriéé avan 1993, e rapporé au déflaeur de la consommaion des ménages) Txchô : aux de chômage au sens du BIT TxRéel : aux d inérê (10 ans) réel (déflaé par le glissemen annuel de l IPC) indicarice : indicarice valan 1 au T3 e T4 de 1995 e 2 au T1 de 1996 indicarice : créneau valan 1 sur la période 1986T2-1990T4 Période d esimaion : 1987T1 à 2001T4. SER = 0,36% ; DW = 1,99 ; R 2 = 0,73. AR-LM(4) = 0.65 (P-value = 62.8%) Tes de Whie = 0.41 (P-value = 94.2%) Jarque-Bera = 1.31 (P-value = 52.1%) (11) (2,9) ) (11) Pour cee équaion comme pour les suivanes, rois ess dis "de spécificaion" son reporés : un es d'auocorrélaion des résidus (es du muliplicaeur de Lagrange d'ordre 4 : AR-LM4), d'hééroscédasicié (es de Whie) e de normalié des résidus (Jarque e Bera). Les P-values indiquées enre parenhèses corresponden au seuil à parir duquel l'hypohèse nulle de "bonne spécificaion"es accepée : au-dessus de 5% l'hypohèse de "bonne spécificaion" es donc accepée au seuil normal. 10

14 Cee spécificaion fai inervenir le revenu, le aux de chômage e une variable de aux d inérê réel : - le revenu réel a, comme aendu, un pouvoir explicaif de premier plan dans les évoluions de la consommaion. En oure, l indexaion de la consommaion au revenu apparaî assez rapide (cf. ableau 1), plus que ce n éai le cas dans le modèle MESANGE. Ce changemen ien au fai que le aux d épargne impliciemen modélisé es plus sable que dans les esimaions réalisées en base 95, en raison des révisions de données mais surou du raccourcissemen de la période d esimaion. Le «erme de rappel» esimé es en conséquence plus significaif e plus élevé ; - l influence du aux de chômage sur la consommaion apparaî plus marquée en base 2000 qu elle ne l éai en base 95. L inclusion du chômage dans l équaion apparaî assez robuse e résise bien aux spécificaions concurrenes (ce qui n éai pas le cas en base 95). Le aux de chômage n es cependan inrodui qu «en variaion» car son inclusion en niveau es neemen rejeée par les données. Ceci signifie qu une hausse du chômage enraînerai dans un premier emps une hausse du aux d épargne, mais qu une fois le chômage sabilisé (à un niveau plus élevé), le aux d épargne endrai à l inverse à diminuer. Ce mécanisme, s il n es pas forcémen le plus inuiif (12), es néanmoins foremen suggéré par les données, e es donc ici accepé. - l effe du aux d inflaion, imporan par le passé, ne peu êre déecé dans le régime d inflaion modérée qui prévau depuis près de 20 ans. Lorsque l on adope une période d esimaion posérieure à 1985, aucun lien ne peu êre éabli enre le aux d inflaion e la consommaion. Ceci ne signifie pas que ce lien n exise pas mais plus vraisemblablemen que le mainien d une inflaion faible e sable le rend indéecable empiriquemen. En revanche, la désinflaion des années es corrélée à une fore baisse du aux d épargne, e ce mouvemen conjoin perme de faire ressorir un effe négaif de l inflaion sur la consommaion dans une équaion esimée depuis le débu des années 1980 (cf. encadré 3). Cependan, cee modélisaion sur période plus longue es sensiblemen moins performane dans l explicaion des flucuaions de la consommaion sur les deux dernières décennies (13). Elle n es donc reenue qu à ire de spécificaion alernaive. - l incidence du aux d inérê (réel) demeure, comme en base 95, inceraine. Globalemen, la variable de aux d inérê es assez peu robuse e n apparaî significaive qu inroduie conjoinemen avec une variable muee ad hoc (14). À ce prix néanmoins, l inclusion du aux d inérê améliore légèremen la qualié de l équaion, noammen pour rendre compe de la faiblesse de la consommaion sur la première moiié des années On ne peu égalemen exclure que le aux d inérê cape sur la période récene des effes de richesse immobilière qui n on pas éé esés en an que els. Tableau 1 : Élasiciés e semi-élasiciés de la consommaion Au bou de 1 rim 2 rim 3 rim 1 an 2 ans 5 ans LT Pouvoir d'acha du RDB 0,18 0,50 0,67 0,97 1,00 1,00 1,00 Taux de chômage (+1,0 poin mainenu) -1,79-0,59-0,85-0,25-0,02 0,00 0,00 Taux de chômage (+0,1 poin par rimesre) -0,18-0,24-0,32-0,35-0,40-0,40-0,40 Taux d'inérê réel (+100 pdb) 0,00-0,16-0,21-0,28-0,34-0,35-0,35 (12) L inclusion du aux de chômage en variaion sans erme de niveau peu cependan êre raionalisée du poin de vue héorique comme représenaive d un comporemen d épargne de précauion liée à l inceriude des revenus fuurs (un erme en niveau représenerai lui une épargne de précauion générée par les changemens de l espérance des revenus fuurs). (13) Comme il ressor de l encadré 3, l inclusion de la première moiié des années 1980 dans la période d esimaion se radui par une nee diminuion du pouvoir explicaif des aures déerminans de la consommaion, de façon pariculièremen noable dans le cas du aux de chômage. Elle condui égalemen à une fore baisse du «coefficien de rappel» vers la relaion de long erme. Enfin, des ess de Chow amènen à rejeer l hypohèse de sabilié des coefficiens enre le débu des années 1980 e le rese de la période. (14) «Créneau» égal à l unié sur la période 1986T2-1990T4 e zéro ailleurs, desiné à rendre compe d un cycle d endeemendésendeemen des ménages consécuif à la libéralisaion financière. 11

15 Enfin, une indicarice emporelle es inroduie sur la deuxième moiié de 1995 e au premier rimesre de 1996 afin de rendre compe des effes probables de fores variaions de la confiance des ménages, qu on peu relier à une série d événemens à l époque (aenas à Paris en juille 1995, hausse de la TVA au 1 er aoû, grèves de décembre). Cee indicarice n es pas nécessaire pour faire ressorir les aures paramères de l équaion, mais elle perme d améliorer la qualié de celle-ci, en enan compe d une phase visiblemen inhabiuelle. Globalemen, cee modélisaion rend bien compe des évoluions de la consommaion depuis 1987 (graphiques 5 à 8). Les conribuions à la croissance de la consommaion monren que, comme aendu, le revenu réel explique en grande parie la consommaion des ménages. Sur la période récene, la hausse du aux de chômage aurai pesé sur la consommaion en (15), andis que les baisses de aux d inérê auraien à l inverse simulé la dépense. Au oal, selon cee modélisaion, les ménages auraien fai preuve d une ceraine prudence en mais ce mouvemen aurai éé pour l esseniel compensé par la suie. Graphique 5 : Conribuions des différens faceurs à la croissance de la consommaion Conribuion du RDB réel (avec déflaeur de la consommaion) Conribuion du aux de chômage Conribuion des indicarices Conribuion des aux d'inérê réel (aux 10 ans déflaés par l'ipc) Conribuion de l'inexpliqué Consommaion Graphique 6 : Simulaion dynamique de la consommaion Observée Simulée (15) À l inverse, de façon à première vue peu inuiive, le aux de chômage aurai conribué posiivemen (pour plus de ½ poin) à la progression de la consommaion en Ceci reflèe le fai que le chômage n inervien ici qu en «variaion» : la sabilisaion du chômage à parir du prinemps 2003 après la monée des deux années précédenes laisse alors aendre, oues choses égales par ailleurs, une baisse du aux d épargne en

16 Graphique 7 : Glissemen annuel de la consommaion simulée e observée 5.0% 4.0% 3.0% 2.0% 1.0% 0.0% -1.0% -2.0% 1996Q3 1997Q3 1998Q3 1999Q3 Observée (GA) 2000Q3 2001Q3 Simulée (GA) 2002Q3 2003Q3 2004Q3 Graphique 8 : Glissemen rimesriel de la consommaion simulée e observée 1.6% 1.4% 1.2% 1.0% 0.8% 0.6% 0.4% 0.2% 0.0% -0.2% -0.4% 1997Q3 1998Q3 1999Q3 2000Q3 Observée (T/T-1) 2001Q3 Simulée (T/T-1) 2002Q3 2003Q3 2004Q3 Encadré 3 : Une spécificaion alernaive incluan l inflaion Le régime d inflaion modérée e peu volaile qui prévau depuis près de 20 ans rend peu déecable empiriquemen un effe du aux d inflaion sur la consommaion. Cela ne signifie pour auan pas que ce effe soi absen. De fai, déjà dans les esimaions menées en base 95, c éai l inclusion dans la période d esimaion du débu des années 1980, voire des années 1970, qui permeai de faire ressorir un el lien. En base 2000, une elle esimaion condui à l équaion suivane : log( Conso ) = 0,97 0,14. log( Conso 1,1. ( TxChô ) + 1,1. indicarice (3.0) (3,6) (5,1) (1,4) Équaion de consommaion avec inflaion ) + 0,27. log( Conso 0,11. GAPx (2,8) (2,7) 2 0,22. (3,6) 2 ) + 0,17. log( RDBR ) (2,2) [ log( Conso ) log( RDBR )] où les noaions son les mêmes que dans le exe e GAPx désigne le glissemen annuel de l inflaion (IPC). Période d esimaion : 1981T1 à 2001T4. SER = 0,49% ; DW = 1,93 ; R 2 = 0,44. AR-LM(4) = 0.44 (P-value = 77.9%) Tes de Whie = 1.66 (P-value = 6.0%) Jarque-Bera = 0.19 (P-value = 90.9%) 1 1 Le coefficien de l inflaion, modérémen significaif, es d ampleur comparable à celui esimé avec les données de la base 95. L inroducion de cee variable améliore le pouvoir explicaif de l équaion sur la première moiié des années 1980 mais le dégrade sensiblemen au-delà. Le aux d inérê réel n apparaî plus significaif (même inrodui à parir du milieu des années 1980 seulemen) e les aures coefficiens de l équaion son moins significaifs que ceux de l équaion présenée dans le exe (noammen ceux relaifs au chômage e au erme de correcion d erreur). Enfin, l hypohèse de sabilié des coefficiens enre avan e après le milieu des années 1980 es rejeée selon un es de Chow. Tableau 2 : Élasiciés ou semi-élasiciés de la consommaion Au bou de 1 rim 2 rim 3 rim 1 an 2 ans 5 ans LT Pouvoir d acha du RDB 0,17 0,33 0,50 0,62 0,91 1,00 1,00 Glissemen Annuel de l IPC 0,00 0,00-0,11-0,18-0,41-0,50-0,50 Taux de chômage -1,06-0,69-0,87-0,56-0,18 0,00 0,00 13

17 III.2 - L invesissemen des enreprises (SNFEI) L équaion d'invesissemen présenée es de ype accéléraeur-profi e incorpore une variable de aux d'inérê. Le aux de marge es uilisé comme "proxy" du aux de profi en raison de l'absence à ce sade de sock de capial en base 2000 sur longue période. Un aux d'inérê réel à long erme es aussi inrodui. L'équaion, esimée à l'aide de variables insrumenales, perme de reracer de manière saisfaisane l'invesissemen sur longue période. III.2.a - La modélisaion reenue fai inervenir un accéléraeur-profi avec aux d'inérê réel On reien un modèle d'accéléraeur-profi qui fai inervenir rois variables : - la valeur ajouée des branches marchandes non agricoles en volume (EBEP) ; - le aux de marge des branches marchandes non agricoles ; - un aux d'inérê réel à long erme. La valeur ajouée EBEP joue le rôle d'indicaeur de débouchés pour les SNFEI. On pourrai uiliser direcemen la valeur ajouée des SNFEI, qui, noammen, n'inclu pas les loyers ficifs. Cependan, celle-ci n'es disponible qu'en valeur : en esiman une valeur ajouée des SNFEI en volume à parir du déflaeur de valeur ajouée des branches EBEP, les résulas apparaissen moins saisfaisans. On ne peu à ce sade consruire de aux de renabilié économique (raio de l'ebe e du sock de capial) car il n'exise pas encore de sock de capial en base 2000 sur longue période. On reien donc à défau un aux de marge qui cape une par de la variabilié des profis (16). Le aux de marge peu influencer l'invesissemen pour deux raisons : d'abord en an que "proxy" de la renabilié des invesissemens fuurs ; ensuie comme indicaeur des conraines de financemen pouvan peser sur la décision d'invesissemen. De même que pour la variable de demande, le aux de marge considéré ici es celui du seceur marchand non agricole ; pour une raison echnique (liée à la srucure du TEE adopée dans la maquee), ce champ es préféré à celui des SNF. En ou éa de cause, ces deux aux de marge, différens en niveau (noammen en raison de l'ebe correspondan aux loyers ficifs), on des évoluions rès semblables. On noe par ailleurs (cf. graphique 9) que le aux d'invesissemen réagi avec un cerain reard au aux de marge, ce qui es pariculièremen ne en débu de période. Enfin, un aux d'inérê réel à long erme es inrodui qui radui à la fois la renabilié d'un placemen financier alernaif à l'invesissemen e le coû de financemen d'un invesissemen. Ce aux réel es consrui à parir du aux des obligaions d'éa à 10 ans. S'agissan de la variable d'inflaion enran dans ce aux réel, la volailié du déflaeur d'invesissemen (17) fai de celui-ci un indicaeur peu perinen de l'inflaion anicipée par les enreprises e risque de réduire la significaivié de la variable de aux d'inérê réel. C'es pourquoi on uilise une variable plus lisse d'inflaion, ici le prix de valeur ajouée EBEP. 44% 43% 42% 41% 40% 39% 38% 37% 36% 35% 34% Graphique 9 : Taux de marge e aux d'invesissemen 1978Q1 1980Q1 1982Q1 1984Q1 Taux de marge EBEP Raio invesissemen SNFEI sur valeur ajouée EBEP (en volume) échelle de droie 17% 16% 16% 15% 15% 14% 14% 13% 13% 12% Graphique 10 : Taux d'inérê nominal e déflaeur reenu Q1 1981Q1 1982Q1 1984Q1 Taux d'inérê à 10 ans Glissemen de l'inflaion Taux d'inérê réel (16) L EBE n es disponible en base 2000 que jusqu en Pour les années anérieures, il es calculé par solde enre la valeur ajouée (disponible depuis 1978) e une masse salariale EB-EP e des impôs e subvenions eux-mêmes réropolés avan 1993 sur les données de la base 95. (17) Celle-ci peu êre liée à des effes de composiion par produi. 14

18 III.2.b - L'équaion présene des propriéés saisfaisanes L'équaion économérique es esimée en une seule éape, en insrumenan le erme de demande conemporain afin de corriger du lien compable enre valeur ajouée e invesissemen (cf. encadré 4). Ceci condui à l'équaion suivane : Équaion d invesissemen des SNFEI i = 0, va va( 1) va( 2) va( 3) i i va) R i= 1 8 0,16( TM Equaion esimée par les variables insrumenales sur la période 1980Q1-2002Q4 SER = 1,1% ; DW = 1,97 ; R 2 = 0,65; AR-LM(4) = 1.65 (P-value = 17.1%) Tes de Whie = 0.70 (P-value = 85.8%) Jarque-Bera = 0.54 (P-value = 76.3%) L'invesissemen des enreprises (i), la valeur ajouée des branches EBEP (va) son exprimés en logarihme. Le aux d'inérê réel (18) (R) e le aux de marge des branches EBEP (TM) son en revanche en niveau. Encadré 4 : Uilisaion des variables insrumenales pour conrôler le lien compable enre l'invesissemen e la valeur ajouée Esimée sponanémen à l'aide des moindres carrés ordinaires, l'élasicié conemporaine de la croissance de l'invesissemen à la valeur ajouée es en général fore (de l'ordre de 1,8). Or, une parie de cee corrélaion es de naure compable puisque l'invesissemen des SNFEI se radui en grande parie par de la valeur ajouée EBEP. Afin d isoler le lien propremen causal du lien compable, on recherche des insrumens bien corrélés avec la croissance de la valeur ajouée mais peu avec la croissance de l'invesissemen conemporain. C'es le cas a priori : - de la consommaion des ménages en raison des délais de ransmission de l'acivié au revenu (reard de l'emploi à la VA noammen) e de la faible élasicié conemporaine de la consommaion au RDB réel conemporain (auour de 0,2) ; - de la consommaion des adminisraions publiques e des ISBLSM, a priori exogène sur le cour erme aux mouvemens de la valeur ajouée ; - des exporaions, principalemen déerminées à cour erme par la demande exérieure e le aux de change. En revanche, il semble préférable d'écarer : - les imporaions qui son direcemen reliées à la demande finale conemporaine : ceci es d'auan plus imporan que le conenu en imporaions des invesissemens es pluô plus élevé que pour les aures composanes de la demande ; - les variaions de socks qui son suscepibles d'êre corrélées avec l'invesissemen puisqu'une erreur de mesure sur la croissance de l'invesissemen se ransme aux variaions de socks (cf. équaion sur les variaions de socks). On choisi les rois variables (consommaion des ménages, consommaion des adminisraions publiques e des ISBLSM, exporaions) sur le champ considéré (EBEP). La corrélaion de la croissance de la valeur ajouée à la croissance de ces rois variables es fore, ce qui es aendu. La corrélaion avec la consommaion des APU e des ISBLSM es posiive mais faible. Elle rese ouefois cohérene avec le faible poids de cee composane dans le champ EBEP ; elle es donc conservée. L'uilisaion de ces variables insrumenales condui à réduire l'élasicié conemporaine de 1,8 à 1,3. En revanche, l élasicié moyenne sur la première année (environ 2) es peu modifiée. 2.2 va (18) Plus précisémen R = R10ans 100 *( 1) ou R 10 ans es le aux d'inérê des obligaions d'éa à 10 ans e P va es P P va( 4) le déflaeur de valeur ajouée EBEP. 15

19 On suppose l'indexaion uniaire à long erme de l'invesissemen en volume sur la valeur ajouée EBEP. Un choc d'1% de valeur ajouée condui à un surcroî d'invesissemen de l'ordre de 2% en moyenne la première année, avec un pic au bou de quare rimesres à 2 ½%. Ces ordres de grandeur son usuels. L'impac des aux d'inérê réels es relaivemen for puisqu'une hausse d'un poin du aux d'inérê condui à réduire de 1,3 % l'invesissemen à erme, soi, avec un aux d'invesissemen d'environ 15%, une baisse de 0,2 poin du aux d'invesissemen. Un iers de l'effe es observé au bou d'un an e les deux iers au bou de deux ans. De même, une hausse du aux de marge EBEP de 1 poin (correspondan à une hausse de 1,4 poin du aux de marge des SNF) condui à une hausse de l'invesissemen de 3,3% à long erme (19). Cee fore élasicié semble pour une large par déerminée par les mouvemens conjoins du aux d'invesissemen e du aux de marge dans les années Cependan, l'effe d'un choc de aux de marge es rès progressif, avec seulemen un peu plus d'un iers de l'effe obenu au bou de deux ans. Tableau 3 : Elasiciés ou semi-élasiciés de l'invesissemen 1 rim 2 rim 3 rim 1 an 2 ans 5 ans LT VA 1,34 1,78 2,22 2,48 1,75 1,10 1,00 Taux d'inérê réel 0,00-0,21-0,38-0,53-0,92-1,27-1,32 Taux de marge 0,00 0,06 0,18 0,35 1,33 3,06 3, Graphique 11 : Réalisé e simulé en niveau Graphique 12 : Réalisé e simulé en variaion rimesrielle 5% 4% 3% 2% 1% 0% -1% -2% % -4% Réalisé Simulé -5% Réalisé Simulé 15% 10% 5% 0% -5% -10% Graphique 13 : Réalisé e simulé en glissemen annuel 106% 104% 102% 100% 98% 96% 94% Graphique 14 : rappor enre le niveau d'invesissemen réalisé e celui simulé Rappor enre le niveau réalisé e simulé -15% % Réalisé Simulé Rappor enre le niveau réalisé e simulé (19) Soi, avec un aux d'invesissemen d'environ 15%, une hausse de 0,5 poin du aux d'invesissemen. 16

20 Graphique 15 : Conribuions à la croissance de l'invesissemen SNFEI en volume Conrib. VA C. Taux de marge C. Taux d'inérê C. résidu Invesissemen SNFEI Rérospecivemen, le premier déerminan de l'invesissemen rese l'effe accéléraeur qui explique une grande par des flucuaions. La hausse du aux de marge a souenu l'invesissemen dans les années 1980 mais, depuis la sabilisaion de celui-ci au débu des années 1990, l'impac du aux de marge rese faible. La hausse des aux d'inérês réels aurai pénalisé l'invesissemen jusqu'en 1991, phénomène qui s'es inversé par la suie. La conribuion de cee variable rese ceres égalemen assez limiée sur chaque année de la période récene. Touefois, la baisse coninue des aux réels depuis 1990 (de l'ordre de 7,5% en moyenne depuis la mi-1990 à 2,5% fin 2004) aurai simulé l'invesissemen sur les 15 dernières années pour un oal d'environ 6%. Avec cee équaion, la France aurai connu une période de léger sur-invesissemen sur la période avan de subir un sur-ajusemen à la baisse en Les enreprises auraien repris un ryhme d'invesissemen plus conforme à ses déerminans en 2003 voire même un peu allan en III.3 - La formaion des socks Dans les compes rimesriels, les variaions de socks son évaluées avec une ceraine inceriude : elles son calculées pour la majorié des biens (20) par solde enre l'offre e la demande e cumulen ainsi les inceriudes liées aux différens poses de l'équilibre des biens e services. Le calage sur les compes annuels, qui disposen de plus d'informaions (en provenance des compes des enreprises), diminue ces problèmes en moyenne annuelle, e pour les années les moins récenes, mais ceux-ci persisen en ce qui concerne le profil infra-annuel. Ce conexe plaide en faveur d'une modélisaion simple. L'équaion reien donc comme seule variable explicaive la demande finale hors socks. Le aux d'inérê réel, don l ajou peu héoriquemen êre jusifié (le sockage es une forme d épargne), apparaî significaif en niveau, mais la faiblesse de son influence a condui par simplicié à ne pas le reenir (21). (20) Sauf eau-gaz-élecricié. Source : Méhodologie des compes rimesriels Jérôme Fabre e Corinne Pros, Insee Méhodes n 108. (21) Plus précisémen, une baisse des aux d'inérês réels de 100 poins de base conduirai à une hausse des variaions de socks en niveau de 160 M par rimesre soi une conribuion des socks à la croissance de l'ordre de 0,04 poin de PIB en annuel. 17

21 Encadré 5 : Élasicié-demande à cour erme des variaions de socks e variables insrumenales Esimée sponanémen, l'élasicié des socks à la demande finale hors socks serai négaive au premier rimesre : ceci peu signifier que les socks jouen un rôle d'amorisseur de la demande. Il se peu cependan aussi que cee élasicié apparene soi liée à un phénomène puremen compable. Puisqu'en général l'équilibre emplois-ressources des compes rimesriels solde au moins en parie sur les variaions de socks, oue erreur de mesure sur une composane de la demande peu se répercuer sur les variaions de socks, ce qui es suscepible de biaiser l'esimaion dans le sens d une élasicié conemporaine négaive. Afin de vérifier ce poin, des variables insrumenales on éé mobilisées : des données d'enquêe (22) e la demande mondiale. Ces variables son, comme il se doi, corrélées avec la variable soupçonnée d'endogénéié (ici, l'accroissemen conemporain de la demande hors socks ; la corrélaion es de l'ordre de 50%) mais non corrélées avec l'erreur de mesure (ici, l'équilibre emplois-ressources de la compabilié naionale). Esimée à l'aide de ces variables insrumenales, la demande conemporaine n'es plus significaive. On reien donc au final une équaion par les moindres carrés ordinaires mais de laquelle le erme de demande conemporain es exclu. La prise en compe de la simulanéié économérique enre les socks e la demande hors socks condui à exclure le erme de demande conemporain (cf. encadré 5). Par ailleurs, l'esimaion sponanée des coefficiens indiquerai que les deuxième e quarième reards seraien à la limie de la significaivié (p-value proches de 5%). Imposer l'égalié des reards du deuxième au quarième rimesre perme d'obenir un erme significaif plus robuse. Équaion de variaions de socks VS VS 1 + 0,20 DHS( 1) + 0,12 3DHS( 2) = Equaion esimée sur la période 1979Q2-2001Q4. SER = 980 ; DW= 2,14 ; R 2 = 0,66. AR-LM(4) = 1.20 (P-value = 31.8%) Tes de Whie = 0.11 (P-value = 95.3%) Jarque-Bera = 3.64 (P-value = 16.2%) VS son les variaions de socks (y compris objes de valeur) de l'ensemble de l'économie e DHS es la demande finale oale hors socks. Les deux variables son inroduies en niveau. Le erme 3 signifie le glissemen sur rois rimesres. Tableau 4 : Élasicié des variaions de socks à un choc de demande hors socks de 1% en niveau (exprimés en poins de PIB) Au bou de 1 rim 2 rim 3 rim 4 rim 5 rim 6 rim 7 rim 8 rim Long erme Ecar au compe cenral Conribuion à la croissance du PIB Comme on pouvai s'y aendre, un choc sur la demande n'a pas d'impac sur les variaions de socks à long erme mais se radui par une hausse du niveau des socks des enreprises, compaible avec le nouveau niveau de la demande. (22) Le aux d'uilisaion des capaciés dans l'indusrie de l'enquêe rimesrielle dans l'indusrie en niveau e les carnes globaux de l'enquêe mensuelle dans l'indusrie en variaion. 18

22 Il n'y a pas d'impac au premier rimesre. Dès le deuxième rimesre, les enreprises consiuen des socks pour faire face à une demande durablemen plus élevée : ce effe se rédui progressivemen avec une baisse sensible au bou de 6 rimesres. Ainsi, la conribuion des socks à la croissance es posiive le deuxième rimesre avan de conribuer négaivemen à la croissance du PIB. millions d'euros 2000 Graphique 16 : conribuions aux variaions de socks Conribuions à la variaion des socks de la demande hors socks..de la consane..du résidu variaions de socks Graphique 17 : variaions de socks en niveau réalisées e simulées 1981Q1 1982Q1 1984Q1 2005Q1 Observé Simulé III.4 - Les exporaions de biens manufacurés L équaion d exporaions esimée ici a, comme il es d usage, deux déerminans principaux (23) : la demande mondiale e la compéiivié-prix. La spécificaion reenue es proche des ouils uilisés en base 95. L élasicié de long erme des exporaions de biens manufacurés à la compéiivié-prix apparaî quelque peu accrue. De manière radiionnelle, l équaion d exporaions de biens manufacurés en volume proposée ici s appuie ou d abord sur un indicaeur de demande mondiale représenan le volume de nos marchés à l exporaion à pars de marché consane (24) (graphiques 18 e 19). Graphiques 18 : Demande mondiale e exporaions (glissemen annuel) 25% 10,0 Graphiques 19 : Performance à l exporaion e compéiivié-prix (glissemen annuel) 20% 15% 10% 5,0 0,0 5% 0% -5% -5,0-10,0-10% 1984Q1 2005Q1 Exporaions manufacurières (GA, en %) Demande mondiale (GA, en %) -15,0 1984Q1 Compéiivié-prix à l'expor Performance à l'exporaion La variable de compéiivié-prix se défini quan à elle comme le rappor d un prix moyen des exporaions oales de nos parenaires (Allemagne, Ialie, Espagne, Pays-Bas, Belgique, Royaume-Uni, Éas-Unis e Japon) au déflaeur des exporaions oales françaises (une fois exprimés dans la même monnaie). (23) Pour une revue sysémaique des équaions de commerce exérieur, cf. Pain e al. (2005), «The New OECD Inernaional Trade Model», OECD Economics Deparmen Working Paper, N 440, aoû. (24) Voir «La demande mondiale, ouil d analyse des échanges commerciaux», Noe de conjoncure inernaionale, décembre Par rappor à ce documen, la demande mondiale uilisée ici a éé rénovée sur rois aspecs : les pondéraions affecées à chaque parenaire son désormais glissanes d une année à l aure ; le champ des pays pour lesquels des séries d imporaions de biens seuls (e non biens e services) son uilisées a éé élargi ; enfin, une réacualisaion plus sysémaique des séries a éé mise en place. 19

23 La forme de l équaion d exporaions de biens manufacurés reenue es, de façon usuelle, un modèle à correcion d erreur, esimé ici en une éape : log( X ) = 4,7+ 0,83. log( D ) + 0,24. log( c ) 0,56. (7,6) (6,3) + 0,55.log( c (6,9) 1 (1,9) ) 0,0042. rend dummy (6,7) ( 7,5) (3,3) [ log( X ) log( D )] 1 1 Relaion de long erme : log( X ) = log( D ) + 0,99.log( c ) 0,0076 rend. Où X : exporaions en volume de biens manufacurés ; D : demande mondiale adressée à la France ; c : compéiivié-prix ; rend : endance emporelle jusqu en 1986Q4 ; dummy : variable muee prenan la valeur 1 enre 1996Q4 e 1998Q3. Période d esimaion : 1980Q3-2002Q4 SER = 1,7% ; DW = 2,24 ; R 2 = 0,58. AR-LM(4) = 3.53 (P-value = 1,0%) Tes de Whie = 1.33 (P-value = 19,4%) Jarque-Bera = 2.71 (P-value = 25,9%) À long erme, les exporaions manufacurières son supposer s indexer de manière uniaire à la demande mondiale (25). Une hausse souenue de 1% de la demande mondiale simulerai les exporaions manufacurières de plus de 0,8% au premier rimesre e 1% dès le roisième rimesre (cf. ableau 5 cidessous). Une augmenaion permanene de la compéiivié-prix de 1% simulerai quan à elle les exporaions manufacurières du même ordre (1%) à long erme. L élasicié de long erme à la compéiivié-prix se rouve donc accrue par rappor à l équaion privilégiée en base 95 (elle éai alors esimée à 0,79). De plus, l ajusemen à une augmenaion de la compéiivié-prix serai rès rapide : la hausse des exporaions serai de 0,2% au bou d un rimesre e de 0,9% au bou d un an (cee caracérisique éai en revanche déjà présene avec les données de la base 95). Au bou de Tableau 5 : Élasiciés des exporaions manufacurières 1 ier rimesre 2 ième rimesre 3 ième rimesre 1 an 2 ans 5 ans Long erme Demande mondiale 0,83 0,92 0,99 1,00 1,00 1,00 1,00 Compéiivié-prix 0,24 0,65 0,84 0,92 0,98 0,99 0,99 Aux deux déerminans radiionnels s ajoue ici, comme dans l équaion uilisée en base 95, une endance emporelle décroissane jusqu au milieu des années 1980, raduisan une baisse de la performance à l exporaion don il es difficile de rendre compe auremen. Enfin, une variable muee prenan la valeur 1 enre 1996Q4 e 1998Q3 reflèe la vigueur excepionnelle des exporaions sur cee phase, liée à de rès nombreuses livraisons de «grands conras» (cenrales hermiques, maériel miliaire e Airbus). (25) Cee conraine uniaire à long erme, bien que sandard, n es cependan pas validée par les ess économériques (es de Wald). Ceci peu provenir de ce que le champ de l indicaeur de demande mondiale uilisé pore sur l ensemble des biens (voire des biens e services pour cerains pays), don le commerce a éé par le passé moins dynamique que pour les seuls biens manufacurés. 20