Etude de la relation épargne-investissement de 1960 à 2010 : un indicateur de la dynamique d intégration économique?

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1 Etude de la relation épargne-investissement de 1960 à 2010 : un indicateur de la dynamique d intégration économique? Mémoire de Gauthier Vermandel, tuteur Samuel Maveyraud Mai 2010 Abstract [Résumé] Le sceptiscisme actuel qui frappe la zone euro révèle au grand jour les disparités qui subsistent au sein de l Union européenne, preuve que le processus d intégration économique n est pas abouti. La mesure de la corrélation épargne-investissement permet dans une certaine mesure d apprécier ces disparités internes. Cependant, cette mesure de corrélation se révèle au fil du temps de plus en plus diffi cile malgré l utilisation de nouveaux instruments économétriques, que nous présenterons et utiliserons sur un panel de données d une vingtaine de pays de l OCDE sur cinquante années. Nous chercherons les facteurs qui justifient nos résultats par une première étude structurelle de l OCDE, puis de l Union Européenne et de ses institutions. Enfin dans une dernière partie, nous essairons d enrichir, voire sauver, le modèle par l introduction d une nouvelle variable dans la détermination de l investissement domestique. Mots-clés: corrélation épargne-investissement domestique, intégration économique, données de panel. Abstract The current sceptiscisme hitting the euro area finally reveals the remaining gaps within the European Union, proving that the economic integration process is not over yet. The saving-investment correlation estimation tries to focus on these internal economic disparities. However, this correlation is Etudiant Master 1 Ingénierie économique Corresponding author,gretha, University of Bordeaux 4, Voice: , Fax: , University of Bordeaux IV, Avenue Léon Duguit, PESSAC CEDEX. 1

2 getting more and more diffi cult despite the introduction of new econometric tools. Using a panel data of twenty OECD countries over fifty years, we will look for factors that justify our estimations results, firstly via a structural study of the OECD, and secondly via the European Union and its institutions. In the end, we will try to improve, even save, the model by introducing a new variable in the determination of domestic investment. Keywords: Saving-Investment correlation, Economic Integration, Econometry on Panel Data. Contents 1 Introduction 4 2 Corrélation épargne-investissement : une mesure récente De la démarche Feldstein Horioka à son propre paradoxe Actualisation de la démarche par les nouveaux macroéconomistes internationaux Les études économétriques de la dernière décennie Les données de panel au service du paradoxe Feldstein-Horioka Le choix des échantillons Sélection de l échantillon Sélection de l estimateur Etape 1 : Estimation du modèle empilé Etape 2 : Estimation des trois modèles à effets fixes selon les dimensions temporelles et individuelles Etape 3: discrimination parmi les trois modèles Les limites du panel Résultats empiriques Quels facteurs explicatifs à cette séparation par β MCO? Quelle évolution du coeffi cient de rétention d épargne entre ces deux groupes : une application par les données de panel 26 5 Mesure du poids institutionnel, une application au cas européen 29 6 Une tentative d enrichissement du modèle 32 2

3 7 Conclusion 36 A Annexe : Procédure de sélection du modèle optimal par le test de Chow 40 B Annexe: tableau du test de racine unitaire OCDE par décennies 41 C Annexe: Etude visuelle de stationnarité - OCDE Total 42 D Annexe : Procédure de test de rupture structurelle de Zivot et Andrews - OCDE Total 43 E Annexe : tableau retraçant l évolution de β et γ 45 List of Figures 1 Évolution de β within pour l OCDE entre 1960 à 2009 par décennies Evolution de ϕ gt le taux d ouverture de 1960 à 2009 par trimestres, sources OCDE Répartition moyenne de la valeur ajoutée dans l OCDE, sources OCDE Comparaison de la structure de la valeur ajoutée entre 1970 et 2005 pour les Etats-Unis Evolution du coeffi cient de rétention d épargne ˆβ par trimestre selon deux groupes sur 49 années Evolution de β w t de 1960 à 2009 par décennie Dynamique de β w de 1960 à 2009 par trimestres Taux d investissement et d épargne de l OCDE de 1961 à 2009, sources OCDE

4 1 Introduction «Je ne crois pas à la création d une monnaie unique en Europe dans les années à venir», Milton Friedman, 1996 Le prix Nobel d économie Milton Friedman doutait de l euro et pensait qu il faudrait attendre un choc systémique pour tester la robustesse de la monnaie unique européenne. Le co-fondateur de l école monétariste n a pu voir de son vivant une telle situation, deux années seulement après sa mort, l Union Européenne et plus globalement l économie mondiale se retrouvent plongées dans une récession comparable à la crise économique de La Grèce, le Portugal semblent être les talons d Achille du vieux continent suite à la baisse de cotation des titres des dettes publiques. L Union Européenne semble donc toujours être une zone hétérogène économiquement, preuve que le processus d intégration économique démarré depuis le traité de Rome en 1957 n est toujours pas abouti. Alors, il semble pertinent de vouloir déterminer une mesure du degré d intégration économique d un pays avec le reste du monde. Nous proposerons ici l étude de la relation épargne-investissement comme point de départ à notre analyse, initiée par Feldstein-Horioka en La mesure de la corrélation épargne-investissement fait appel à des outils économétriques récents. Nous expliquerons d abord dans une première partie l évolution de ces instruments de mesure utilisés et le débat sur les résultats paradoxaux trouvés depuis les années 80. Puis dans une seconde partie, nous effectuerons nos propres estimations via les données de panel afin d actualiser à 2009 les résultats des analyses précédentes. 4

5 Ensuite dans une troisième partie, nous chercherons les facteurs qui justifient nos résultats par une étude de l OCDE, que nous diviserons en deux groupes et effectuerons une analyse comparative de ces deux nouveaux échantillons. Dans une quatrième partie, nous nous pencherons sur le rôle des facteurs institutionnels et leurs incidences sur la corrélation épargne-investissement. Cette analyse se centrera sur le cas européen. Enfin dans une cinquième et dernière partie, nous tenterons de trouver d autres ressorts à l investissement pour redynamiser la relation épargne-investissement. 2 Corrélation épargne-investissement : une mesure récente D un point de vue historique, le XXe siècle a été marqué par une très forte intégration des marchés internationaux caractérisée par une mobilité accrue des capitaux. Ce processus s accéléra notamment dans les années 70 lors de changements profonds de l ingénierie financière occidentale avec notamment l intégration des risques économiques dans le marché (marché à terme, opérations de couverture, etc). 2.1 De la démarche Feldstein Horioka à son propre paradoxe Partant de ce constat, Martin Feldstein et Charles Horioka dans leur papier publié en 1980 sont partis de l intuition que si les investisseurs sont en mesure d investir n importe où dans le monde, ils vont alors choisir les placements qui auront un 5

6 retour sur investissement le plus élevé 1. Un marché mondial des capitaux parfaitement intégré peut être considéré comme une masse financière commune où les épargnants placent leur argent et les investisseurs se procurent leurs fonds, indépendamment de l origine national de l épargne et de l investissement. Dans ces conditions, il ne devrait donc pas y avoir de relation mécanique entre l investissement national et son financement, l épargne. Nous reprenons donc ici la démarche Feldstein Horioka en partant de notre identité comptable : Y + M = C + I + G + X Avec S l épargne totale, le circuit macroéconomique est bouclé lorsque les fuites (épargne et importation) sont compensées par les entrées : S + M = I + X I S = M X 1 Feldstein, Martin; Horioka, Charles (1980), "Domestic Saving and International Capital Flows", Economic Journal 90: , doi: /

7 Prenons ensuite l équation de la balance des capitaux : X M + K = 0 Avec K la balance des capitaux que l on peut déduire, on va pouvoir calculer S: I = S + K S = I K S = I + (X M) I Y = S Y + K Y On peut donc écrire notre régression ainsi : I Y = α + β( S Y ) ˆ β = 1, alors I est parfaitement corrélé avec S, la préférence nationale est totale et les investisseurs ne s intéressent pas aux investissements hors des frontières nationales. ˆ β = 0, il y a parfaite mobilité des capitaux, les marchés sont alors parfaitement intégré. Feldstein Horioka trouvent un résultat économétrique paradoxal par rapport à la théorie qui prônait une intégration croissante des marchés financiers. coeffi cient ˆ β estimé était de 0,89 sur un échantillon de 16 pays membres de l OCDE 7 Le

8 en 1980 sur la période En d autres termes, en moyenne 89% de l épargne était réinvestie à l intérieur des frontières nationales. I Y = 0, , 89 S Y R 2 = 0, 91 Si l on devait situer dans une école de pensée économique la démarche Feldstein- Horioka, on pourrait la placer dans deux écoles de pensées selon la considération de l étude économétrique. Le socle vient de l égalité I = S, et du débat sous-jacent entre keynésiens contre autrichiens d Hayek. L école keynésienne qualifie cette relation d «ex post» au sens où l investissement par le multiplicateur détermine un niveau de revenu et donc de consommation, l épargne n est que résiduelle ex post et boucle comptablement le circuit. Radicalement opposé à cette vision, Friedrich Hayek conçoit la consommation comme résiduelle, l épargne étant d abord déterminée ex ante par le taux d intérêt et l offre de capital qui en découle. L investissement n intervient alors qu à la fin. On ne peut tout de même pas attribuer cette démarche à l école d Hayek, ce dernier s étant prononcé à son époque contre les modèles macroéconomiques basés la corrélation des agrégats 2. 2 F.A. Hayek, «La falsification de la science»,

9 2.2 Actualisation de la démarche par les nouveaux macroéconomistes internationaux Dans leur livre fondateur d une nouvelle macroéconomie internationale 3, Maurice Obstfeld et Kenneth Rogoff établissent un lien d abord entre épargne et croissance, puis investissement et croissance par l application de la démarche Feldstein Horioka 4. Considérant un modèle à deux biens et deux périodes avec un petit pays à l état stationnaire qui produit le bien H et importe le bien F. En absence de taux d inflation étranger, le taux d intérêt nominal correspond au réel et se note r. On nommera la première période le «présent» et la seconde le «futur». Au présent, si le pays importe plus qu il n exporte, il aura sa balance commerciale négative, par conséquent il s endette. Par ajustement suivant l idée d une «courbe en J» en commerce international, le prix du bien H produit et exporté sera dévalué au futur pour créer un effet prix stimulant l exportation. Il pourra ainsi rembourser sa dette extérieure contracté au présent. On s attend donc a une déflation, ou baisse de la valeur de la monnaie nationale, puisque les prix futurs doivent être inférieurs aux prix présents. Par anticipation, le taux d intérêt réel domestique sera supérieur au taux mondial r. La conclusion du modèle est simple, il y a une relation inverse entre balance commerciale et taux d intérêt domestique. Les pays avec excédent commercial auront dont un taux 3 M. Obstfeld & K. Rogoff, «Fondation of International Macroeconomics», 1996 MIT Press. 4 Application: Feldstein and Horioka s Saving-Investment Puzzle p

10 d intérêt réel inférieur aux pays dégageant un déficit extérieur. Cette relation excédent commercial-taux d intérêt nous conduit donc indirectement à la corrélation épargne investissement de Feldstein-Horioka. Rogoff et Obstfeld vont considérer dans leur analyse un échantillon de 22 pays (OCDE à 24 sans Luxembourg et Turquie) sur la période et trouvent : I Y = 0, , 62 S Y R 2 = 0, 69 Par conséquent, nous assistons à une baisse de β et donc du pouvoir explicatif du modèle. 2.3 Les études économétriques de la dernière décennie Suivant la même logique, Annie Cordin en a effectué une analyse économétrique entre 1880 et 1992 selon quatre procédures pooling, between, within et random en distinguant quatre sous périodes. L intérêt est de pouvoir avoir une réelle comparaison entre chacun de ces modèles. Feldstein-Horioka utilisent par exemple l estimateur between, alors que Rogoff et Obstfeld ne mentionnent ni l estimateur du modèle économétrique choisi, ni les raisons justifiant ce choix. Toutefois, la surestimation qu ils trouvent sur la période nous permet de dire qu ils utilisent probablement l estimateur between. A.Corbin conclut donc sur l importance de bien capter l hétérogénéité indi- 5 Annie Corbin, Country specific effect in the Feldstein-Horioka paradox: A panel data analysis", Economics Letters 72 (3),

11 viduelle des pays pour s affranchir d un risque de biais. Cependant le choix de spécification de cette hétérogénéité par effet fixe ou stochastique doit être levé par la vérification de l hypothèse d exogénéité de l effet individuel par rapport à la variable explicative (test d Hausman). La présence de corrélations entre taux d investissement et épargne domestique pourrait venir du caractère atypique de certains pays de l échantillon considéré qui biaiserait l estimation. Nous prendrons compte de ce paramètre pour bien identifier ceux qui fausseraient l estimation, mais nous n utiliserons pas le test d Hausman dans nos études. Olivier Blanchard et Francesco Giaviazzi établissent que le paradoxe Feldstein- Horioka ne s applique pas aux pays intégrés au sein d une grande zone économique 6, en l occurrence la zone euro. Dès lors qu un Etat membre est économiquement intégré dans sa zone économique, il sera incité à emprunter d avantage à l extérieur en vertu d un cout du capital financier faible (par exemple prime de risque moindre dans le cas d une monnaie commune). Samuel Maveyraud (2006) va chercher à mesurer la dynamique d intégration économique en créant ses échantillons de pays selon un critère institutionnel : groupe OCDE, groupe «zone euro» et enfin groupe signataires du traité de Rome 7. Il porte une attention particulière à l hétérogénéité et leurs différences selon les zones. Ses conclusions sont qu une relation épargne-investissement homogène suggère un processus d intégration économique abouti ou en voie d aboutissement accompagné d une corrélation des cycles d affaire élevés. 6 O. Blanchard, F. Giavazzi, «current account deficits in the euro area : The end of the Feldstein-Horioka puzzle?», brooking papers on Economics activity, S. Maveyraud, «l hétérogénéité de la relation épargne-investissement : un indicateur de la dynamique d intégration économique? Une application au cas Européen», Economie Internationale 105 (2006), p

12 3 Les données de panel au service du paradoxe Feldstein-Horioka Par avance, nous remercions Yves Croissant 8 et Giovanni Milo 9 pour leurs travaux dans l élaboration et la mise à jour de packages gratuits sous le logiciel R qui permettent à des étudiants d avoir des outils robustes à moindre cout. D autre part, l ensemble de données sont extraites de la base de données de l OCDE Le choix des échantillons 8 Professeur de sciences économiques, Université Lumière Lyon 2 LET, 9 Professeur de sciences économiques, Université de Trieste, Italie

13 Pays OCDE Union Européenne Euro Traité de Rome ˆ MCO β Allemagne x x x x Australie x Autriche x x x Belgique x x x x 0.49 Canada x Corée x Danemark x x Espagne x x x x Etats-Unis x Finlande x x x France x x x x Grèce x x x

14 Pays OCDE Union Européenne Euro Traité de Rome ˆ MCO β Hongrie x x Islande x Irlande x x x Italie x x x x 1.13 Japon x Luxembourg x x x x Mexique x Norvège x Nouvelle Zélande x 0.3 Pays-Bas x x x x Pologne x x Portugal x x x République Tchèque x x x x Royaume-Uni x x Slovaquie x x x Suède x x Suisse x 0.35 Turquie x Sélection de l échantillon En l absence de pondération en fonction de l importance du pays, nous donnons dans l analyse le même poids aux Etats-Unis qu au Luxembourg, ce qui peut entrainer un biais de sélection. Afin d avoir une meilleure idée de la relation épargneinvestissement, nous avons effectué une régression standard des moindres carrés 14

15 ordinaires dans chacun des pays sur la période ( I Y ) it = α i + β MCO i ( S Y ) it + ɛ it Les résultats nous permettent de distinguer trois grands groupes de pays : β MCO 0, 10 Ces pays là ont une relation significative entre épargne et investissement. L excès d épargne nationale entraine mécaniquement de l investissement. On revient donc à la modélisation classique en économie fermée des macroéconomistes du XX e siècle avec I = S. β MCO ] 0, 10; +0, 10[ Ces pays n ont pas de corrélation particulière entre épargne et investissement. Nous chercherons les facteurs explicatifs plus tard. β MCO 0, 10 Ces pays sont des cas d école, la corrélation négative qui lie notre variable dépendante et explicative nous conduit à l idée que le dégagement d une capacité d épargne nationale conduit à un désinvestissement. Partant de l intuition Feldstein-Horioka que la corrélation épargne-investissement national a tendance à faiblir dans le temps, alors il n y a pas d intérêt particulier à étudier la tendance des pays qui sont déjà arrivés à nos conclusions. En d autres termes, l étude de β MCO 0, 10 devrait nous fournir des tendances plus significatives que les deux autres groupes. 15

16 3.3 Sélection de l estimateur Depuis la première étude Feldstein-Horioka, l économétrie des données de panel a effectué des progrès significatifs. Nous voulons ici mettre en évidence une tendance commune modélisée dans un β unique par échantillon. De cette façon, nous excluons pour le moment la classe des modèles à effets fixes et erreurs composées dont le β est variable (dimension soit temporelle β t, soit individuelle β i ). Notons cependant que le modèle à β i -variables a été utilisé pour les résultats du tableau 1. D autre part, par simplicité, nous n utiliserons pas non plus les modèles à coeffi cients à la fois fixes et aléatoires. Les résultats retournés constitueraient une diffi culté lors de l interprétation. Enfin, les taux d épargne et d investissement sont des paramètres structurels d une nation, qui sont relativement stables dans le temps et uniques à chaque pays. On peut donc penser qu un modèle empilé ne correspond pas non plus à nos attentes car il n estime un seul et unique α et β commun à tous les pays, et omet donc le caractère hétérogène des pays. Pour capter l hétérogénéité dans une dimension temporelle et individuelle, nous utiliserons le modèle à effets fixes avec son estimateur β within. Nous adapterons la démarche suivante : i = 1, 2..., N t = 1, 2..., T I it : le taux d investissement du ième pays au moment t. 16

17 S it : le taux d épargne du ième pays au moment t Etape 1 : Estimation du modèle empilé I it = α + βs it + ε it Etape 2 : Estimation des trois modèles à effets fixes selon les dimensions temporelles et individuelles Case 1 (1) effets fixes individuels I it = α i + βs it + ε it Case 2 (2) effets fixes temporels I it = λ t + βs it + ε it Case 3 (3) effets fixes temporels et individuels I it = α i + λ t + βs it + ε it Etape 3: discrimination parmi les trois modèles En utilisant le test de Chow dont une description est en annexe. Nous tentons de vérifier la significativité jointe des α i et λ t en posant une contrainte telle que : (1) H 0 : α 1 = α 2 =...α N = 0 (2) H 0 : λ 1 = λ 2 =...λ N = 0 17

18 (3) H 0 : α 1 = α 2 =...α N = 0 = λ 1 = λ 2 =...λ N Chacun de nos modèles (1), (2) et (3) se voit donc extrait la somme au carré de ses résidus en tant que modèle non contraint, et comparé aux résidus au carré du modèle empilé (contraint par l hypothèse nulle). Calculant une statistique suivant une loi de Fisher, nous rejetterons H0 à un seuil de 5% et préciserons quel type d effet fixe nous aurons sélectionné. [*] Notons que la démarche a été automatisée sous le logiciel R par l écriture d un algorithme qui choisit automatiquement la bonne démarche à adopter. L ensemble des résultats suivants a nécessité un travail de programmation informatique en amont pour automatiser l ensemble des sorties, l extraction des données et leurs conversions au format spécifique des données de panel utilisées par les packages R. Malgré des efforts pour développer une fonction de calcul des R 2 pour chaque modèle, nous ne pourrons nous appuyer sur un tel outil car les R 2 semblent être sous-estimé par le logiciel R. 3.4 Les limites du panel L économétrie par les données de panel est la synthèse entre l économétrie en coupe transversale et les séries temporelles. Elle bénéficie donc de certains avantages comme la facilité à avoir des estimateurs convergents et effi caces asymptotiquement en vertu de la hausse du nombre de données par la double dimension individuelle et temporelle. Mais l économétrie des données de panel hérite aussi de limites de cette synthèse entre ces deux disciplines. Nous nous confronterons ici au problème de test de 18

19 racine unitaire que Feldstein-Horioka ignoraient de leur époque, et mis au jour par Perron dans les années 80. La démarche consiste à spécifier quel type de processus a généré nos données, en général en macroéconomie, nous sommes plutôt en présence de processus générateur stochastique (DS) que déterministe (TS). En l absence de racine unitaire dans un processus noté x t, il présente la propriété de stationnarité de second ordre dès lors que : - sa variance est finie et constante : t, E[x 2 t ] = γ(0) < - sa moyenne est indépendante du temps : t, E[x t ] = m - sa fonction d autocovariance est indépendante elle aussi du temps : (t, h), cov(x t, x t+ E[(x t+h m)(x t m)] = γ(m) Ainsi, si le processus respecte ces trois conditions, notre série aura toujours les mêmes comportements au cours du temps. Cependant, notre but ici ne sera pas de faire de la modélisation de moyenne (modèles types ARMA), ni de volatilité (modèles types ARCH et ses dérivés). Par conséquent, nous n avons pas besoin d avoir une variance finie et constante, ni une moyenne indépendante du temps étant donnée les faibles périodes considérées (maximum 10 ans) constituant un biais. D autant que le débat sur les racines unitaires n est toujours pas abouti, chaque nouvelle décennie s accompagne de nouveaux modèles qui supplantent les précédents et contredisent les résultats trouvés précédemment. Preuve en est les résultats que nous obtiendrons, qui se contredisent la plupart du temps et nous laissent dans l incertitude pour conclure. 19

20 Nous mettrons donc en annexe les résultat de l ensemble des tests de racine unitaire: le test de levinlin et Lin et Chu (2002), Pesaran et Shin (2003), Maddala et Wu (1999) et Hadri (2000). 3.5 Résultats empiriques On va d abord procéder à l estimation via β within pour notre ensemble de tous les pays excepté le Luxembourg et l Islande qui sont des cas atypiques dont la population agrégée ne dépasse pas une ville comme Bordeaux. β within OCDE Effets Fixes Student P.value , 797 individuel , 75 individuel , 294 Individuel et temporel , 294 individuel , 195 individuel 0, La p.value 11 de la statistique de Student du coeffi cient du taux d épargne diminue très fortement en fin de période , preuve que notre modèle tend a ne plus expliquer notre variable dépendante I it. Plusieurs explications 12 ont été énoncées pour expliquer la persistance de la significativité de β w, cela malgré le décloisonnement des marchés financiers, des biens et des services. 11 Probabilité de rejeter à tort l hypothèse nulle. 12 J.M. Le Page, «Crises financières et systémiques», 2003, de Boeck. 20

21 Figure 1: Évolution de β within pour l OCDE entre 1960 à 2009 par décennies La première par Roger Gordon et Lans Bovenberg (1996) 13 consiste à expliquer la faible mobilité des capitaux par l asymétrie d information sur les marchés financiers. La seconde s intéresse à la non convergence des taux d intérêts mondiaux. L idée est que dans l échantillon Feldstein Horioka sélectionné, il y avait un grand nombre de pays comme le Japon, les Etats-Unis ou l Allemagne de l Est, or en l absence d abondance d épargne, le taux d intérêt s ajuste à cette insuffi sance qui provoque un effet d éviction au niveau mondial. Les Etats-Unis sont connus pour cette capacité à capter l épargne mondiale, conséquence directe de la surconsommation nationale et des déficits jumeaux. Ces habitudes, ou coutumes nationales, font varier l investissement d une façon qui sort du champs d étude économique. On peut peut-être y voir finalement un prolongement de l analyse keynésienne des 13 Gordon R.H. et Bovenberg A.L. «Why is capital so immobile internationnally? Possible explanations and Implications for Capital income taxation, The American Economic Review, vol. 86, n 5 Décembre 1996, pp

22 «esprits animaux» qui font varier le taux d intérêt indépendamment des besoins économiques réels. Une autre pointe d une certaine façon l interventionnisme public qui vise à réduire l écart en épargne et investissement national par des politiques de baisse de dépenses publiques, d accroissement des prélèvements ou de hausses des taux d intérêts. Telle est l hypothèse de Tamin Bayoumi 14. Réduire le déséquilibre extérieur va forcément conduire le pays à se retrancher sur son offre nationale, et donc à diminuer l intégration des marchés. Nous connaissons désormais la plupart des grandes conclusions et études réalisées sur le sujet. Nous nous contenterons dans ce mémoire de chercher nos raisons à cet affaiblissement de la relation IS domestique par l étude comparée de deux groupes de pays et leurs évolutions structurelles (valeur ajoutée) et commerciale (taux d ouverture) durant la fin du XX e siècle et le début XXI e. En reprenant le tableau 1 avec la classification en fonction des β MCO, on distingue donc deux groupes composés ainsi : β MCO 0, 1 Australie, Belgique, Canada, Corée, Finlande, France, Allemagne, Grèce, Italie, Japon, Mexique, Nouvelle Zélande, Pologne, Portugal, Suisse, Turquie et Etats-Unis. β MCO 0, 1 Autriche, Tchéquie, Danemark, Hongrie, Islande, Irlande, Luxembourg, Pays- Bas, Norvège, Slovaquie, Espagne, Suède et Angleterre. 14 Tamin Bayoumi, «Saving-Investment correlations : immobile capital, government Policy, or Endogeneous Behavor?» IFM Staff Paper, 37, np.2 (June 1990), pp

23 Figure 2: Evolution de ϕ gt le taux d ouverture de 1960 à 2009 par trimestres, sources OCDE 3.6 Quels facteurs explicatifs à cette séparation par β MCO? Par construction de notre modèle, nous extrayons l épargne à partir de la balance des capitaux, qui elle-même dépend de l écart importation-exportation. En étudiant l importation-exportation par le taux d ouverture, nous arriverons à mieux apprécier la dynamique qui caractérise nos deux groupes. Soit les groupes g = { β MCO 0, 1; β MCO 0, 1} On cherche le taux d ouverture en utilisant M a, X a et Y a les valeurs agrégées par trimestre du groupe : ϕ gt = M a gt + X a gt 2 Y a gt Le premier groupe de pays «β MCO 0, 1» a un taux d ouverture beaucoup 23

24 Figure 3: Répartition moyenne de la valeur ajoutée dans l OCDE, sources OCDE 2003 moins élevé, cela tient au fait de la capacité d un pays à pouvoir être indépendant de l offre extérieure par autosuffi sance. En effet, plus un pays tend à être grand, plus il est en mesure de pouvoir produire pour sa propre demande interne. Notons par ailleurs que la finance semble jouer aussi son rôle dans la détermination de β MCO, car chacun des pays sélectionné a soit son économie tournée vers la finance (Royaume-Uni, Irlande, Islande... ), ou a bénéficié d injections d aides publiques par l Union Européenne (Irlande, Slovaquie, Espagne, Portugal). Cette intuition liée à la financiarisation avait été déjà avancée par Tobin (1983), Murphy (1984), Baxter et Crucini (1993). Cependant l analyse de la valeur ajoutée actuellement 15 semble déconstruire cette intuition : Le résultat est même contre-intuitif, le secteur financier-bancaire occupe plus de 15 Les données les plus complètes pour l OCDE étaient en On supposera qu il n y a pas eu de modifications profonde entre temps. 24

25 Figure 4: Comparaison de la structure de la valeur ajoutée entre 1970 et 2005 pour les Etats-Unis place quand β MCO 0, 1, alors que l intuition nous prédisait l inverse. Il n existe donc pas de grand clivage dans la répartition de la valeur ajoutée de nos jours parmi nos deux groupes. En prenant comme référence les Etats-Unis dans le calcul de la répartition de la valeur ajoutée, nous allons essayer d apprécier l évolution qu à connu le capitalisme de à aujourd hui. Au vu du graphique des Etats-Unis (dont β MCO 0, 1), la tendance est à l épaississement du secteur tertiaire, l effritement de l industrie 17 et l explosion de la part de la finance de marché (Banques, Assurances, Finance). On peut donc raisonnablement conclure que la dynamique d infléchissement de β provient d une hausse de l ouverture des pays et de l intégration des marchés 16 Il n existe pas de données antérieures aux années 70 sur le sujet sur le site de l OCDE. 17 Nous n entrons pas ici dans le débat contemporain cher au prix Nobel d économie Paul Krugman sur la supposée désindustrialisation de l OCDE, nous nous contentons juste de commenter la baisse de la part dans la VA. 25

26 de biens et services et leur interdépendance. D autre part, la part croissante de la finance dans la valeur ajoutée s encastre totalement dans la fin de la relation Feldstein-Horioka. La détermination de l investissement national ne dépend alors plus de l épargne et des débouchés domestiques, mais de la demande externe et des nouvelles modalités de financement, d où l infléchissement. 4 Quelle évolution du coeffi cient de rétention d épargne entre ces deux groupes : une application par les données de panel On procède à une régression par données de panel en considérant nos α t et β t variables dans le temps par trimestre mais communs à tous les pays, que l on peut écrire : I it = αt + β t S it + ε it Ces estimations reviennent à des coupes transversales, elles n ont pas vocation à être parfaitement rigoureuses, car elles sont certes limitées par le nombre de pays qui composent nos deux échantillons (n 25), mais nous permettent d apprécier d une façon satisfaisante des phénomènes économiques. Le but est donc de chercher chaque trimestre le lien épargne investissement national et de voir leurs évolutions dans le temps. Il existe bien un clivage entre ces deux groupes. La courbe bleue entre montre parfaitement le fameux paradoxe de Feldstein-Horioka caractérisé 26

27 Figure 5: Evolution du coeffi cient de rétention d épargne ˆβ par trimestre selon deux groupes sur 49 années 27

28 par un renforcement du lien épargne nationale et investissement. Il faut attendre 1973 et les changes flottants pour que le paradoxe s effondre. Cette époque est caractérisée par une forte croissance couplée avec un fort interventionnisme d influence keynésienne. Nous rejoignons donc l idée de Tamin Bayoumi énoncé précédemment, l interventionnisme consistait à l époque à réduire les déficits extérieurs notamment par des politiques de dévaluation pour stimuler l exportation et diminuer le pouvoir d achat des agents économiques domestiques. L influence monétariste visant à supprimer ces politiques de change ont probablement fortement contribué à laisser les déséquilibres courants filer, menant à une intégration croissante des marchés et un infléchissement de β. Donc 1973 marque une rupture dans le paradoxe avec un infléchissement significatif de la corrélation IS. La raison semble au premier abord plutôt évidente, à cette époque le capitalisme connaît des mutations profondes avec d abord la fin des accords de Bretton Woods instaurant le change flottant et ensuite un choc d offre par le prix du pétrole. Le choix de séparer les deux groupes prend toute son importance dès que l on regarde l extrême volatilité de la courbe rouge (économies ouvertes) qui varie à chaque choc exogène. Le pic est atteint en 1982 avec la récession mondiale et l explosion du chômage et une casse de l inflation, les économies ouvertes ont un taux d investissement en chute et un regain d épargne de précaution typiquement keynésienne 18 liée à l incertitude de l époque menant à cette hausse significative de β, notre taux de rétention d épargne. En dépit des perturbations systémiques, la tendance de la corrélation épargne investissement national est nettement à la baisse sur nos quarante-neuf années de 18 The General Theory of Employment, Interest and Money, John Maynard Keynes,

29 référence. Dès 1996, on observe une convergence de nos courbes, signe que distinguer nos deux groupes n a plus d intérêt du fait de l intégration des marchés, que nous avons étudié précédemment. La baisse des droits de douanes par les accords OMC- GATT et les politiques européennes n y sont probablement pas étrangères. Nous nous pencherons sur l aspect institutionnel en fin de ce mémoire. La crise de semble réenclencher ce principe de préférence nationale mais dans une très moindre mesure par rapport à Mesure du poids institutionnel, une application au cas européen Nous allons essayer d analyser l impact du pouvoir politique, en l occurrence celui européen, sur la convergence économique et l intégration des marchés. Reprenant la démarche de Samuel Maveyraud, nous allons traiter quatre échantillons sélectionnés selon un critère institutionnel. L OCDE sera notre référence comparative. L Union Européenne notée UE regroupe conjointement les membres de l OCDE et de l Union Européenne. Cela pose effectivement un biais, car l OCDE étant un groupement de pays «riches», ne pas comptabiliser des pays pauvres peut nous faire risquer un biais de sélection (par exemple la Roumanie et les pays baltes sont omis car non membres de l OCDE). Nous étudions volontairement le comportement de l UE avant 1993, date de sa création offi cielle pour apprécier l impact du traité. 29

30 Euroland, pays utilisant la monnaie commune européenne. Les signataires du traité de Rome de 1957 noté Rome. Les pays fondateurs de la future Union Européenne devraient théoriquement montrer une meilleure intégration économique par rapport au reste de l UE. OCDE UE Euroland Rome β w 0, 797 0, 823 0, 837 1, effet 19 individual individual individual individual Student β w 0, 75 0, 713 0, 542 0, effet individual individual twoways individual Student β w 0, 294 0, 255 0, 168 0, effet twoways twoways twoways individual Student β w 0, 294 0, , 225 0, effet individual twoways individual individual Student 0 0, , 0019 β w 0, 195 0, , , effet individual individual individual individual Student 0, , , individual et twoways précisent quels effets fixes ont été pris en compte : individual pour effets fixes individuels et twoways pour effets fixes individuels et temporels. 20 La case la plus basse donne la p.value du test de significativité de Student/Fisher. 30

31 Figure 6: Evolution de β w t de 1960 à 2009 par décennie Figure 7: Dynamique de β w de 1960 à 2009 par trimestres 31

32 Les résultats confirment bien le rôle des institutions et des politiques européennes. Traité de Rome: à l avant-garde du monde, les signataires du traité ont un infléchissement spectaculaire de β entre 1970 et 1980 (β divisé par 5 sur le graphique par décennies). Mais les années 80 ne sont pas propices à la poursuite de cette tendance, la faute est dû à l essouffl ement des systèmes de changes fixes en Europe qui se solderont par un effondrement du serpent monétaire européen en Le graphique par trimestres permet d apprécier parfaitement cela. En effet, l euro n existe pas encore, mais la démarcation entre Union Européenne et Euro est flagrante en temps de crise de change. Union Européenne: L europhorie des années 80 avec notamment la ratification en 1986 de l acte unique (mise en place du marché intérieur), se constate assez bien sur le graphique en coupe trimestrielle : la courbe de l UE s écarte de celle l OCDE, cela jusqu à 1993 et l explosion du SME. Enfin, passé 1995, toutes les courbes convergent vers 0. Le modèle n est plus suffi samment explicatif et les interprétations que nous pourrions en faire pourraient se révéler fausses. Notons cependant que l Union Européenne et la zone Euro semblent beaucoup plus intégrées que ne l est l OCDE sur le graphique en coupe par décennies. 6 Une tentative d enrichissement du modèle Il parait bien diffi cile de trouver les ressorts de l investissement sans avoir recours à une modélisation microéconomique. Néanmoins, si l on désire garder la 32

33 logique macroéconomique de Feldstein-Horioka, nous pouvons essayer d incorporer au moins une source de financement externe que l investissement national capte. Nous allons donc procéder ici procéder à l incorporation des investissements directs à l étranger entrants (noté IDE) dans la détermination de notre taux d investissement national. Un IDE, au sens de l OCDE, est une activité par laquelle un investisseur résidant dans un pays obtient un intérêt durable et une influence significative dans la gestion d une entité résidant dans un autre pays. Nous considérons ici le stock d IDE dans chacun de nos pays, que nous mettons sous forme de taux en le rapportant sur Y, le produit intérieur brut. I it = α i + βs it + γide it + ε it Les données dont nous disposons dans la base de données de l OCDE sont fragmentaires, d une part parce que la mesure précise des IDE n a débuté que dans les années 90, d autre part parce que les données sont annuelles. Un travail préliminaire a consisté à trimestrialiser les données par interpolation linéaire 21, ce qui peut constituer un biais mais était nécessaire pour conserver un degré de liberté satisfaisant pour l analyse. Par ailleurs, nous avons été contraints de réduire l échantillon à un nombre restreint de pays sur une période plutôt courte : de 1995 à Malgré ces problèmes d ordre technique, nous avons tout de même obtenu des résultats qui nous permettrons d avoir un ordre d idée sur la pertinence du lien IDE Investissement national : 21 Une fonction R a été rédigée spécialement à cet effet pour le mémoire, on pose l hypothèse qu entre chaque année l accroissement est constant. 33

34 β (épargne) γ (IDE) Valeur estimée 0, , Student p.value 0, , On constate que là ou l épargne n est plus un facteur significatif du taux d investissement national, l IDE semble jouer dans une moindre mesure un rôle significativement différent de 0 selon la statistique de Student retournée (inférieure à 5%). En reprenant notre méthodologie précédente, nous effectuons une régression pour chacun des individus de la forme : I it = α i + γ i IDE it + ε it Nous cherchons donc sur la période un γ par pays. De là, nous faisons une liste des pays à exclure avec le critère suivant : γ i non signficatif ou < 0.1. Ainsi, nous ne garderons que la liste 22 de pays suivant dont γ i semble jouer un rôle important dans la détermination de l investissement. Nous procédons ensuite à une régression de cet échantillon en calculant β et γ annuellement 23. I it = α t + β t S it + γ t IDE it + ε it 22 c est-à-dire : Australie, Canada, Danemark, Finlande, France, Allemagne, Grèce, Italie, Mexique, Pays-Bas, Nouvelle Zélande, Pologne, Portugal, Espagne, Suède, Suisse, Turquie, Angleterre, Etats-Unis 23 l Australie, l Autriche, le Canada, Tchéquie, Danemark, Finlande, France, Allemagne, Grèce, Hongrie, Irlande, Italie, Japon, Corée, Mexique, Pays-Bas, Nouvelle-Zélande, Norvège, Pologne, Portugal, Slovaquie, Espagne, Suède, Suisse, Turquie, Angleterre et Etats-Unis. 34

35 Dynamique de β t et γ t par année de 1995 à 2006, sources OCDE Malgré la sélection plutôt arbitraire de nos données, on peut apprécier dans une moindre mesure l évolution de nos coeffi cients. 24 On remarque que β et γ varient d une façon plutôt opposée avant : lors de la crise du SME, nos IDE ont diminué conjointement avec le taux de rétention d épargne : Après une hausse, la crise de change asiatique semble faire infléchir γ, inversement β remonte. La raison à cela est évidente, en temps de crise, les agents économiques ont rationnellement une préférence nationale pour s ôter le risque de change. 24 Les chiffres précis du graphique sont disponibles en annexe 35

36 : β remonte significativement pendant que γ continue de plonger. L investissement n est plus déterminé par les financements externes, mais bien par β le coeffi cient de rétention d épargne. Cette période est fortement marquée par la bulle internet. Passé 2002 : il semble y avoir convergence de β et γ. On peut donc conclure qu un mécanisme de préférence nationale se met en place en temps de crise : les agents sont incités à se retrancher sur des valeurs nationales pour se prévaloir de risques économiques (de change, de défaut, de taux). Le taux de rétention d épargne semble donc révéler de l information sur le climat d incertitude que connait un pays. Ce dernier est négatif ou non significatif quand l incertitude est élevée, alors qu il semble positif dans le cas inverse. Nous retrouvons ici les mêmes conclusions que R. Gordon et L. Bovenberg, au sens où les résidants ont de bien meilleures informations que les investisseurs étrangers sur la règlementation, la politique économique future. 7 Conclusion Avec le recul des cinquante années de notre panel, le constat est simple, le paradoxe Feldstein-Horioka semble être levé. En effet, nous ne pouvons que constater que le lent relâchement de la relation épargne investissement domestique. Nous avons essayé d expliquer cette dynamique de libération de l épargne nationale d abord par l évidente hausse de l ouverture des pays, signe que le processus d intégration des marchés de biens et services est en marche. D un autre côté, la financiarisation de l économie et les modifications de l ingénierie financière entre 1970 et 1980 a 36

37 conduit à libérer les capitaux hors des frontières nationales. Les débouchés et modalités de financements domestiques n ont alors beaucoup moins d impact sur l investissement d un pays, surtout quand l épargne nationale se fait rare comme aux Etats-Unis. En dépit de ces changements, nous n assistons toujours pas à une convergence significative des taux d intérêt entre pays, signe d une imparfaite mobilité des capitaux. La concomitance entre la fin des changes fixes et l effondrement irréversible du paradoxe de Feldstein-Horioka n est probablement pas anodin, et sa raison pourrait être dans l interventionnisme étatique. Le paradigme des années 60 voulait que chaque pays tende à réduire son déficit courant (minimiser I-S) par une politique presque automatique de change se traduisant par une dévaluation arbitraire de sa monnaie. La fin de cette outil politique peut constituer une explication majeure à l intensification des échanges et donc à l intégration des marchés. Le poids des institutions est par conséquent prépondérant dès que l on aborde la question de l intégration des marchés. C est pourquoi il était pertinent de chercher à apprécier comment les Etats au travers d une zone peuvent accélérer le processus presque inévitable d intégration économique. Cette analyse mériterait d être approfondie et encastrée dans le débat contemporain autour des zones monétaires optimales, surtout vis-à-vis du cas de la zone euro et du récent scepticisme qu elle suscite. Par ailleurs, on a pu observer une relation inverse entre incertitude et épargne nationale. En cas d incertitude extrême (récessions, crises financières de change), un mécanisme de préférence nationale se met instantanément en place. La corrélation épargne-investissement national tend alors à se renforcer en temps de crise. Cela peut être expliqué par la facilité que les investisseurs domestiques ont sur leur 37

38 propre pays, ou plus simplement par la hausse de l épargne keynésienne de précaution en duo avec une anticipation à la baisse des débouchés pour les entrepreneurs qui diminuent ainsi l investissement de la période suivante. Enfin, malgré l intégration des IDE dans le modèle, nous n avons pu sauver ce qui restait de la relation épargne investissement. Il pourrait être intéressant d affi ner nos estimations par l utilisation des derniers modèles économétriques TAR-SETAR pour gérer les changements de régimes (régime bas de crises et régime haut de croissance par exemple), ou encore d utiliser des modèles à effets fixes et dont le terme d erreur est aléatoire, ou bien par l emploi de modèles à correction d erreur qui, par cointégration, permettent de différencier un régime de long terme d un régime de court terme entre plusieurs séries temporelles. References [1] Feldstein Martin; Horioka Charles,1980. "Domestic Saving and International Capital Flows", Economic Journal 90: , doi: / [2] F.A. Hayek,1974, «La falsification de la science». [3] M. Obstfeld & K. Rogof, 1996, «Fondation of International Macroeconomics», MIT Press. [4] Annie Corbin, «Country specific effect in the Feldstein-Horioka paradox: A panel data analysis», Economics Letters 72 (3),

39 [5] O. Blanchard, F. Giavazzi, «current account deficits in the euro area : The end of the Feldstein-Horioka puzzle?», brooking papers on Economics activity. [6] S. Maveyraud, «l hétérogénéité de la relation épargne-investissement : un indicateur de la dynamique d intégration économique? Une application au cas Européen», Economie Internationale 105, p [7] J.M. Le Page. «Crises financières et systémiques», 2003, de Boeck. [8] Tobin J.,1983. «Domestic saving and international capital movements in the long run and in the short run». [9] Mundlak Y. «On the pooling of time series and cross section data», Econometrica 46(1), [10] Murphy R.G., «Capital mobility and the relationship between saving and investment rates in OECD countries», Journal of International Money and Finance, 3. [11] Gordon R.H. et Bovenberg A.L. «Why is capital so immobile internationnally? Possible explanations and Implications for Capital income taxation, The American Economic Review, vol. 86, n 5 Décembre 1996, pp [12] Tamin Bayoumi, 1990, «Saving-Investment correlations : immobile capital, government Policy, or Endogeneous Behavor?» IFM Statistic Paper, 37, np.2 (June 1990), pp [13] The General Theory of Employment, Interest and Money, John Maynard Keynes,

40 [14] Phillips, Perron (1988) Testing for a Unit Root in a Time Series Regression, Biometrika, 75, p [15] Box, George et Jenkins, Gwilym, «Time series analysis: Forecasting and control», San Francisco: Holden-Day. [16] Hadri, K., «Testing for stationnarity in heterogeneous panel data», Econometric Journal 3 (2), [17] Hsiao, C., 1986, «Analysis of panel data», Econometrics Society Monographs N 11, Cabridge university press, Cambridge. [18] lm, K.S., Pesaran, H.M., Shin Y., «Testing for Unit Roots in heterogeneous panel data», Journal of Econometrics 115 (1), [19] Levin, A., Lin, C.-F., Chu, C.-S., «Unit root tests in panel data: Asymptotic and finite-sample properties», Journal of Economics 107 (2), A Annexe : Procédure de sélection du modèle optimal par le test de Chow Le test de Gregory Chow se base sur une statistique de Fisher permet dans le cadre de régressions linéaires afin de discriminer entre deux modèles, l un étant sous contrainte, l autre l englobant. M C : modèle contraint M NC : modèle non contraint 40

41 SRC, ddl: la somme des résidus au carré et le degré de liberté du modèle associé à C et NC. Ϝ ddlc ddl NC (SRCNC SRC C )/ddl C SRC NC /ddl NC H 0 : la contrainte est significative le modèle contraint est préféré. H α : le modèle non contraint est préféré. Sous réserve d une p.value (la probabilité de rejeter à tort l hypothèse nulle), au seuil de 1%, 5% ou 10%, on préfèrera un modèle par rapport à l autre. B Annexe: tableau du test de racine unitaire OCDE par décennies Avec H 0 hypothèse de stationnarité (absence de racine unitaire), on remarque 41

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