Intégration financière en Asie de l Est : l apport des tests de stationnarité et de cointégration en panel

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1 Inégraon fnancère en Ase de l Es : l appor des ess de saonnaré e de conégraon en panel Cyrac GUILLAUMIN 1 Documen de raval CEPN 19/2008 Résumé : L objecf de ce paper es de mesurer le degré d négraon fnancère enre cerans pays d Ase de l Es enre 1988 e Cee recherche es effecuée afn de meux comprendre les orenaons en erme de régmes de change pour ces pays. Cee queson es abordée car () les polques de change des pays d Ase de l Es, noammen celle de la Chne, suscen, à l heure acuelle, oues les aenons e () l aspec fnancer du chox du régme de change apparaî prmordal à l heure où les aux de change son essenellemen déermnés par les mouvemens de capaux. Pour mesurer le degré d négraon fnancère, nous adopons l approche développée par Feldsen e Horoka (1980). Touefos, l esmaon d une relaon enre l épargne e l nvesssemen elle que celle ssue de l arcle ponner de Feldsen e Horoka n es aujourd hu plus possble car elle susce un ceran nombre de débas enre les économses. C es pourquo nous nous appuyons sur l économére des données de panel non saonnares pour esmer le degré d négraon fnancère enre cerans pays d Ase de l Es. A cee fn, nous menons des ess de saonnaré e de conégraon en panel avan d esmer la de relaon selon ros modélsaons : Poolng, Beween, Whn. Nous procédons égalemen à des ess de sablé pour mesurer l hypohèse d accéléraon/décéléraon de l négraon fnancère après la crse fnancère de Mos-clefs : aux de change, négraon fnancère, paradoxe de Feldsen e Horoka, données de panel non saonnares, conégraon en panel, Ase de l Es. Classfcaon JEL : C33, F32, F36, F41. 1 CEPN, Unversé Pars 13, 99 avenue Jean-Bapse Clémen, Vlleaneuse. Tel/Fax : / Courrel : Je remerce Claude Chambon e Vrgne Couder pour leurs remarques e suggesons. Je sus égalemen redevable envers Samouel Béj. Je remerce égalemen les parcpans du lunch semnar du CEPN e ceux de la 18 ème conférence ACAES Asan Economc Inegraon n a Global Conex. Je rese seul responsable des erreurs e oubls. 1

2 1. Inroducon Dans leur arcle ponner, Feldsen e Horoka (1980) mesuren le degré d négraon fnancère à ravers la corrélaon enre le aux d épargne naonal e le aux d nvesssemen domesque. Leur résula monre une corrélaon fore enre ces deux grandeurs sur la pérode Ce résula apparaî en conradcon avec les fas observés de l époque. En effe, l semble acqus que la moblé des capaux so crossane depus le débu des années 1960 e surou 1970 (Flandreau e Rvère, 1998 ; Beone e al, 2006). Dès lors, ce qu l es convenu d appeler le paradoxe ou l éngme de Feldsen e Horoka a suscé un grand nombre de débas e de recherches enre les économses. Ces débas se son développés à ravers deux grands axes. L un sasque, l aure économque. Le premer éude les perurbaons sasques pouvan explquer la fore corrélaon enre les aux d épargne e d nvesssemen. Le second s néresse davanage aux rasons économque, hsorque, vore géographque, qu peuven explquer ce paradoxe. L objecf de ce paper es de s appuyer sur les recherches du premer axe pour mesurer le degré d négraon fnancère enre cerans pays d Ase de l Es enre 1988 e Pour ce fare, nous ulsons l économére des données de panel non saonnares pour mesurer la relaon enre les aux d épargne e d nvesssemen. S les éudes de Ho (2002), Km e al (2005) vore Béreau (2007) commencen à négrer les avancées sur l économére des données de panel non saonnares, oues ne son pas dédées aux pays d Ase de l Es (Ho, 2002 ; Béreau, 2007) e, lorsque c es le cas (Km e al, 2005), la pérode d éude n nègre pas la dernère décenne pouran rche en ensegnemens. Par alleurs, aucune de ces éudes n ulse les ess de racne unare de seconde généraon reposan sur l hypohèse de dépendance enre les ndvdus du panel. Nous menons ans des ess de racne unare de premère (Levn e Ln, 1992, Im e al, 2003 ; Maddala e Wu, 1999 ; Hadr, 2000) e de seconde (Pesaran, 2003) généraons, pus nous esons la présence d une relaon de long erme enre les aux d épargne e d nvesssemen selon la procédure proposée par Pédron (1997, 1999). Enfn, nous esmons la de relaon en enan compe des ensegnemens des ess menonnés c-dessus. L esmaon s effecue selon ros modélsaons : Poolng, Beween e Whn. Nous éudons égalemen l effe de la crse fnancère de 1997 sur l négraon fnancère enre ces pays. Dans un premer emps, nous vérfons va l nroducon d effes emporels que l année Pour une synhèse des ravaux du second axe, se reporer, par exemple, à Dooley e al (1987), Bayoum (1990), Bayoum e Rose (1993), Flandreau e Rvère (1998), Km (2001), van Wncoop (2001), Hércour (2005) e Hércour e Maurel (2005). 2

3 marque un choc en elle-même dans la relaon épargne/nvesssemen pus, dans un second emps, nous esons l hypohèse d accéléraon/décéléraon de l négraon fnancère dans cee régon. Nore arcle s organse de la manère suvane : la secon 2 présene les ndces de l éngme de Feldsen e Horoka e les ravaux menés pour ener de la résoudre selon l axe sasque. La secon 3 présene la méhodologe employée. La secon 4 fa un rapde éa des leux sur l négraon fnancère en Ase de l Es. La secon 5 présene les résulas e, enfn, la secon 6 conclu. 2. L éngme de Feldsen e Horoka : vers une résoluon sasque? 2.1. La nassance du paradoxe Dans leur arcle ponner, Feldsen e Horoka (1980) spulen que s le capal es parfaemen moble, l devra se déplacer là où son rendemen es le plus élevé. Il ne devra alors pas exser de corrélaon enre l nvesssemen e l épargne domesques. Ils proposen d esmer, en coupe ransversale, l équaon suvane : où I Y, S = α + β + ε Y I / Y représene le rao de l nvesssemen sur le PIB (le aux d nvesssemen), S / Y représenan le rao de l épargne sur le PIB (le aux d épargne). Les ndces e représenen respecvemen le pays e l année consdérés. Le erme,, (1) ε, représene les aures faceurs déermnans de l nvesssemen. Ce erme do êre un erme d erreur aléaore, de moyenne nulle ( ( ε ) = 0) E e de varance 2 σ. Dans le bu d éver un bas d esmaon du fa d évenuels co-mouvemens cyclques des aux d nvesssemen e d épargne, Feldsen e Horoka ravallen sur des valeurs moyennes : I Y S = α + β + ε Y (1 ) avec I Y = T I Y = 1960, S e Y = T S Y = 1960, La valeur du coeffcen β do ndquer le degré d négraon fnancère : en cas d négraon fnancère fable, β do endre vers 1 e vers 0 en cas d négraon fnancère fore.. 3

4 Feldsen e Horoka (1980) esen l équaon (1 ) pour 16 pays de l OCDE, sur la pérode , e aboussen à un coeffcen β égal à 0,88. Ils en dédusen une moblé des capaux nulle. Ce résula apparaî en conradcon avec les cerudes e les fas de l époque. En effe, l semble acqus que la moblé des capaux so crossane depus les années 1960 e surou 1970 (Flandreau e Rvère, 1998 ; Beone e al, 2006). S, enre 1860 e aujourd hu, nous pouvons découper l analyse des mouvemens de capaux en quare pérodes (Obsfeld e Taylor, 2002), la moblé des capaux es crossane e connue depus la fn des années S l es dffcle de donner un ordre de grandeur, pluseurs éudes (Davanne, 1998 ; Aglea, 2001 ; Obsfeld e Taylor, 2002) ndquen que le volume des ransacons fnancères journalères aegna, en 1999, 1500 mllards de dollars, so près de 50 fos le monan quoden du commerce mondal de bens e servces. Dans les années 1970, ce chffre n éa que de 10 à 20 mllards de dollars. Ces chffres s explquen essenellemen par le fa qu enre la fn des années 1970 e le débu des années 1980, les économes on connu la désnermédaon bancare e qu elles son désormas dans une opque d économes de marchés fnancers. La capalsaon boursère dans le monde es passée de 1400 mllards de dollars en 1975 à mllards de dollars en 1995 (Problèmes économques, 1997). Depus, les enaves de résoluon de ce qu l es convenu d appeler l éngme de Feldsen e Horoka se son développées à ravers deux axes de recherches, so d ordre sasque, so d ordre économque Les enaves de résoluon Les argumens économques reposen sur une mse en perspecve des événemens hsorques qu on nfluencé l hsore des mouvemens de capaux (Flandreau e Rvère, 1998 ; Obsfeld e Taylor, 2002). Dès lors, l négraon fnancère peu êre plus ou mons élevée selon les pérodes éudées e qu reflèen des mouvemens de lbéralsaon fnancère plus ou mons fors. Par alleurs, ce axe cherche à explquer le paradoxe de Feldsen e Horoka par les relaons qu peuven exser enre nvesssemen e épargne, par les varables suscepbles de les nfluencer ans que par l envronnemen monéare qu prévau dans la zone éudée. Ce second axe a égalemen fa l obje de nombreuses recherches parm lesquelles celles de Bayoum (1989), Frankel (1992), Armsrong e al (1996) ou Coakley e al (1996). La plupar de ces éudes rejee l hypohèse de parfae moblé des capaux. Bayoum (1989) explque la fore relaon enre épargne e nvesssemen par les polques fscales e/ou monéares menées par le gouvernemen. Par exemple, en cas d nsuffsance d épargne sue à 4

5 un défc de la balance des ransacons couranes, le gouvernemen peu opérer une modfcaon de sa polque fscale (basse des prélèvemens sur l épargne ou augmenaon de la rémunéraon de cee dernère) e recréer un len enre épargne e nvesssemen. Par alleurs, l effe alle peu égalemen nerférer dans la relaon enre l épargne e l nvesssemen : un pays suffsammen grand, économquemen parlan, peu nfluer sur le aux d nérê mondal. Ans, une augmenaon de l épargne domesque enraînera une dmnuon du aux d nérê e donc une augmenaon de l nvesssemen. Par alleurs, Bayoum (1989) souen l dée, comme par exemple Summers (1989), que, comme l épargne e l nvesssemen son deux varables pro-cyclques, leur corrélaon peu êre due à une réponse commune à des chocs perssans. Enfn, la prse en compe de varables économques pernenes sur l négraon fnancère comme le aux d nérê ou la prme de rsque peu égalemen explquer les résulas souven conradcores comme le propose Frankel (1992). Pour corrger ces bas, l approche régonale es alors prvlégée à l approche naonale. Ans, Snn (1992), Bayoum e Rose (1993), Armsrong e al (1996), Iwamoo (2000) e van Wncoop (2001) 3 ulsen cee approche. Elle vse à éuder des régons de pays qu son négrées sur le plan monéare. L axe sasque repose, quan à lu, sur les quesons relaves aux propréés sasques des séres ulsées pour la régresson (1). S les varables d épargne e d nvesssemen ne son pas saonnares, e non conégrées, l esmaon de l équaon (1) es une régresson fallaceuse. L nerpréaon économque du coeffcen β es alors dénuée de ou sens. L éude d une possble relaon de long erme enre l épargne e l nvesssemen es reprs par Coakley e al (1996) qu esen l exsence d une elle relaon enre les varables. La présence d une elle relaon peu explquer les résulas ambgus de Feldsen e Horoka (1980) pusque s l exse une relaon de long erme enre l épargne e l nvesssemen, auremen d s elles évoluen dans le même sens, l esmaon du paramère β do révéler un chffre proche de 1. Touefos, cee esmaon ne sgnfe pas pour auan l absence d négraon fnancère. Ans, l approche de Coakley e al (1996) monre que la relaon de conégraon empêche, d une cerane manère, une mesure correce du degré d négraon fnancère. 3 Se reporer à Hércour (2005) ou Hércour e Maurel (2005) pour une synhèse. 5

6 Pour corrger ces problèmes, our à our, l économére des données de panel pus des séres emporelles on proposé des soluons. Des éudes on même avancé une réconclaon enre ces deux approches (Banerjee e Zangher, 2003, par exemple) 4. Economére des séres emporelles Snn (1992), le premer, pus, par exemple, Jansen (1996), on ulsé les séres emporelles pour ener de résoudre l éngme de Feldsen e Horoka. Cee ulsaon permea la prse en compe de la non saonnaré des varables mas auss de l évenuelle relaon de long erme enre l épargne e l nvesssemen. Pour cela, ces aueurs nrodusaen la varable compe couran (CA). D un pon de vue économque, l exsence d une relaon de conégraon enre l épargne e l nvesssemen mplque l exsence d une conrane de solvablé de long erme du compe couran. Par défnon, le compe couran représene la dfférence enre l épargne naonale e l nvesssemen domesque ( CA S I ) =. La conrane de solvablé de long erme sgnfe que, en moyenne, le compe couran es équlbré. Ans, E ( CA) = 0, avec E l opéraeur espérance. Cee condon, qu es égalemen une condon de saonnaré d un pon de vue économérque, sgnfe que l épargne e l nvesssemen son conégrés. L ulsaon de modèle VAR ou VECM (en cas de conégraon) mesure ans le degré d négraon fnancère de manère juse. Ces approches vennen dès lors s opposer à celle de Coakley e al (1996) où l exsence d une relaon de conégraon base le résula obenu. Economére des données de panel Les données de panel, don Krol (1996) es le ou premer à les ulser, von égalemen permere de répondre à ce paradoxe soulevé par Feldsen e Horoka. Krol (1996) propose d analyser conjonemen les dmensons ndvduelle e emporelle des séres d épargne e d nvesssemen. Par alleurs, l usage des données de panel va permere l nroducon d effes fxe e emporel. C es ans que les éudes de Coeux e Olver (2000), Corbn (2001) e Jansen (2000) on proposé des mesures de l négraon fnancère suvan la méhodologe de Krol (1996) en essayan d y négrer des nouveaués. Voc donc l équaon que cerans aueurs comme Krol (1996) proposen d esmer en données de panel : I Y, S = µ + β + u, (2) Y, 4 Se reporer à Béreau (2007) pour une synhèse. 6

7 avec u, α + λ + ε, =, où α es l effe ndvduel (fxe ou aléaore), λ l effe emporel (commun à ous les ndvdus du panel) e 2 varance σ. ε, un erme aléaore de moyenne nulle e de Cependan, l économére des données de panel n apparaî plus suffsane pour non seulemen éuder le degré d négraon fnancère mas auss pour éuder des phénomènes macroéconomques en général (Araujo e al, 2004 ; Hurln e Mgnon, 2005). Il nous fau prendre en consdéraon les évoluons récenes des données de panel noammen en maère de saonnaré e de conégraon des données. Economére des données de panel non saonnares Nous chosssons d aborder le degré d négraon fnancère va l éngme de Feldsen e Horoka (1980) sous l angle sasque à l ade des données de panel non saonnares. Ce chox peu se jusfer de pluseurs manères. L éude de l axe économque a fa l obje de nombreuses recherches e publcaons e a ms à jour un ceran nombre de mécansmes. S les éudes de Bayoum e Rose (1993), Armsrong e al (1996), van Wncoop (2001) ou Iwamoo e van Wncoop (2000) son une nvesgaon néressane, son applcaon aux pays de nore échanllon peu s avérer dffcle. En effe, ben que les données compables régonales se soen amélorées depus une qunzane d années, elles son dffcles à obenr par rappor à des données naonales. Cee dffculé résde, essenellemen, dans la défnon de l épargne e de l nvesssemen au nveau régonal e dans leur collece. Par alleurs, une grande pare de l axe économque ne repose plus, en pare, sur la relaon nvesssemen/épargne car elle reme en cause sa légmé. Chosssan l axe sasque, nous aurons pu adoper une démarche propre à l économére des séres emporelles. Cependan, l économére des données de panel présene un double avanage 5. Premer avanage, les données de panel possèden deux dmensons, emporelle e ndvduelle. Cee double dmenson perme dès lors d éuder smulanémen la dynamque e l héérogénéé des comporemens des agens 6. Second avanage, découlan du premer, la double dmenson emporelle e ndvduelle va permere de paller une dffculé propre aux 5 Balag e al (1995), Hsao (2003) ou Araujo e al (2004). 6 L avanage de l héérogénéé sera, en pare, un nconvénen pour cerans ess de racnes unares, sur lequel nous revendrons supra. 7

8 séres emporelles : la fable pussance des ess d négraon e de conégraon sur des échanllons de pee dmenson Méhodologe L obje de la secon 3 es de présener la méhodologe des données de panel non saonnares que nous ulsons. Nous présenons successvemen les ess de racnes unares (1 ère e 2 ème généraons) e les ess de conégraon Les ess de racne unare en panel Pour présener de manère brève les ess de racnes unares, nous prenons appu sur Banerjee e Zangher (2003), Araujo e al (2004) e Hurln e Mgnon (2005). Dans nore éude, nous proposons des ess de 1 ère e 2 ème généraons. Les ess de racne unare en panel son nsprés des ess ADF en séres emporelles. Les ess de premère généraon L hypohèse cenrale de ces ess repose sur la noon d ndépendance enre les ndvdus du panel. Nous présenons les ess de Levn e Ln (1992), Im, Pesaran e Shn (2003), Maddala e Wu (1999) ans que le es de Hadr (2000) don la spécfcé repose sur l hypohèse nulle de saonnaré. Consdérons une sére x composée de N ndvdus sur T pérodes. Nous supposons que la sére x, avec = 1,..., N e = 1,..., T, repose sur une représenaon générale du ype ADF : Les ermes d erreurs x = α + β + ρ x 1 + ε (3) ε son censés êre ndépendans dans la dmenson ndvduelle. représene la spécfcé ndvduelle consane dans le emps qu es c capée par un effe fxe e β représene les endances déermnses propres à chaque ndvdu. Cee représenaon équvau au modèle 3 des ess ADF. Il exse, comme pour les séres emporelles, un modèle 2 (sans endance mas avec consane) e un modèle 1 (sans endance n consane). L hypohèse nulle de non saonnaré ( H 0 ) s exprme comme : α H 0 : ρ = 0, (4) Mas c es l hypohèse alernave ( H ) qu va dfférer selon le es ulsé. a 7 Se reporer à Salané (1999) pour une dscusson sur ce suje. 8 Pour une synhèse complèe, se reporer à Banerjee (1999) ou à Hurln e Mgnon (2005) pour les ess de racnes unares e à Hurln e Mgnon (2007) pour les ess de conégraon. 8

9 Levn e Ln (1992) consdèren que les ermes ρ son homogènes enre les ndvdus. Ans : H a : ρ = ρ < 0, (5) Ils supposen ans que oue l héérogénéé ner-ndvduelle es capée par les effes fxes. Im, Pesaran e Shn (2003) remeen en cause cee hypohèse d homogénéé de la racne auorégressve qu semble peu pernene noammen pour les éudes sur données macroéconomques 9. Ans, Im, Pesaran e Shn abandonnen l hypohèse d homogénéé de la racne auorégressve en posulan l hypohèse alernave suvane : H : ρ < 0, 1,..., N1 e ρ = 0, = N + 1 1,..., N (6) a = Dans ce es cohaben deux ypes d ndvdus : les ndvdus = 1,..., N1 pour lesquels la varable non saonnare. x es saonnare e les ndvdus = N1 + 1,..., N pour lesquels la varable x es Dès lors, le es de Im, Pesaran e Shn (2003) se présene comme une combnason de ess ndépendans de racne unare (Araujo e al, 2004). La sasque du es IPS (Im, Pesaran e Shn) es une moyenne de sasque ADF de chaque ndvdu du panel. Elle se défn comme : 1 = N Où es la sasque de Suden assocée à l ndvdu. N S le es IPS es une avancée par rappor à celu de Levn e Ln (1992), l a cependan deux prncpales lmes : le panel do êre cylndré e le nombre de reards pour admnsrer chaque es ADF ne do pas dfférer enre les séres. C es pourquo, Maddala e Wu (1999) von proposer un es non paramérque de Fscher (1932) basé sur la combnason des p-values. Le prncpal avanage es qu l peu êre admnsré sur des panels non cylndrés. Au leu de sommer des sasques de Suden, Maddala e Wu proposen d addonner des seuls de sgnfcavé. La sasque MW se défn comme : 1 (7) MW N = 1 ( ) = 2 ln (8) p Où p représene la p-value (le seul de sgnfcavé) du es ADF de l ndvdu. Le es MW, comme celu de IPS, reen l hypohèse de racne auorégressve héérogène. 9 L hypohèse d homogénéé de la racne auorégressve du panel supposera mplcemen que la sére éudée a la même dynamque pour l ensemble des ndvdus. 9

10 Enfn, le es de Hadr (2000) repose sur l hypohèse nulle de saonnaré du panel. Il consue une exenson du es KPSS 10 en séres emporelles. Il s ag d un es du mulplcaeur de Lagrange. Le modèle de la sére x s écr désormas : x = r + β + ε (9) Où r es une marche aléaore qu s écr : Où alors : r = r 1 + u (10) 2 u es un bru blanc de moyenne nulle e de varance σ u. L hypohèse nulle s écr 2 H : σ 0 (11) 0 u = Les ess de deuxème généraon S les ess de premère généraon reposaen sur la noon d ndépendance enre les ndvdus du panel, cee hypohèse n apparaî pas crédble, noammen, lorsque les éudes concernen les séres macroéconomques. Cee hypohèse suppose, pour meux dérver les los asympoques des ess, qu l n y a aucune corrélaon enre les ndvdus du panel. Cee hypohèse n apparaî pas rès robuse lorsqu l s ag d éuder des séres de PIB ou de aux de change, par exemple. Les ess de seconde généraon von alors posuler une nerdépendance enre les ndvdus. Cee noon d nerdépendance ne va pas êre consdérée comme un handcap mas pluô comme un aou supplémenare pour meux éuder les propréés du panel. Les ess de racne unare de seconde généraon son nombreux : Phllps e Sul (2003), Cho (2002), Pesaran (2003) La plupar de ces ess repose sur le es ms en place par Ba e Ng (2001, 2004) basé sur des modèles à faceurs communs. Ce es consdère deux ess séparés de racne unare sur les composanes commune e ndvduelle de la sére. Les aures ess reposen sur un es unque de la racne unare de la sére. C es alors la méhode de décomposon de la sére qu dffère selon les approches. Nous chosssons de ne présener que le es de Pesaran (2003). Ce es repose sur l éude de la sére brue x corrgée de la moyenne ndvduelle de x 1 e des dfférences premères x 1. Pesaran (2003) oben alors un modèle CADF (Cross Seconally Augmened Dckey-Fuller). Le modèle de base s nspre du es de Im, Pesaran e Shn (2003) e s écr : x = α + ρ x 1 + ε (12) 10 Kwakowsk, Phllps, Schmd e Shn. 10

11 Où ε s écr ε = γ θ + u. θ es un faceur commun e u es un bru blanc. Le modèle CADF s écr alors, en l absence d auocorrélaon des ermes u : x = + ρ x + c x 1 + d x 1 + α v (13) La sasque de Pesaran (2003), CIPS (Cross-Seconally Augmened IPS) s écr alors : CIPS ( N, T ) ( N T ) N 1 =, (14) N Où représene les sasques ssues de chaque modèle CADF admnsré à chacun des ndvdus du panel. = Les ess de conégraon en panel Comme pour les ess de racne unare, l exse dfférens ess de conégraon qu dffèren en premer sur l hypohèse nulle : absence ou non de conégraon. La seconde dfférence en à la pussance de chacun des ess, quelle que so l hypohèse nulle, même s peu de ravaux proposen une comparason (Hurln e Mgnon, 2007). Nous chosssons d effecuer le es de conégraon proposé par Pedron (1997, 1999). Pedron (1997, 1999) propose d esmer la relaon de long erme suvane : Où = 1,..., N, = 1,..., T e m = 1,..., M. y = α + β + β x + x x β 2 2 β M M ε (15) Par alleurs, pour meux prendre en compe le degré d héérogénéé du panel, Pedron (1997, 1999) propose sep ess : quare son basés sur la dmenson nra-ndvduelle e ros sur la dmenson ner-ndvduelle. Les deux caégores de ess reposen sur l hypohèse nulle d absence de conégraon els que : ρ = 1,, ρ désgnan le erme auorégressf des résdus esmés ˆ ε ˆ + u (16) = ρε 1 La dsncon enre les dmensons nra e ner-ndvduelles s effecue au nveau de la formulaon de l hypohèse alernave. Les ess basés sur la dmenson nra-ndvduelle formulen l hypohèse alernave l hypohèse alernave s écr H a H a : ρ = ρ < 1,. Pour la dmenson ner-ndvduelle, : ρ < 1,. Comme pour les ess de racne unare de premère généraon, la dsncon enre les deux dmensons en à la présence ou non d héérogénéé au sen du panel. 11

12 La mse en œuvre du es repose sur une procédure en cnq éapes. A l ssue de ces cnq éapes, l es possble de consrure les sasques propres à chacun des sep ess. Dans cee opque, Ho (2002) e Km e al (2005) on soums des mesures de l négraon fnancère proposan ces nouvelles méhodologes. L éude de Ho (2002) concerne une révson de l esmaon effecuée par Krol (1996) don les résulas semblaen dépendre de l absence du Luxembourg dans l échanllon (Jansen, 1996). L éude de Krol (1996) pora sur la mesure du degré d négraon fnancère, pour les mêmes pays de l OCDE que ceux éudés par Feldsen e Horoka (1980), à ravers les données de panel. Ses résulas monren une parfae moblé des capaux. Touefos, Jansen (1996) conese ces résulas de par la présence du Luxembourg dans son échanllon 11. Ho (2002), reprenan la echnque des doubles mondres carrés ordnares e des mondres carrés modfés proposée par Kao e Chang (2001), monre que la présence ou non du Luxembourg n affeca par les résulas. Km e al (2005) éuden le degré de moblé des capaux dans les économes asaques, enre 1960 e 1998, parm lesquelles la Corée du Sud, l Inde, l Indonése, le Japon, la Malase, Myanmar, le Paksan, les Phlppnes, Sngapour, le Sr Lanka e la Thaïlande. Leurs résulas monren que l négraon fnancère es plus fable duran la pérode que sur la pérode La progresson de l négraon fnancère s explquera par le mouvemen de lbéralsaon fnancère de ces économes qu s es produ duran les années 1980 e Inégraon fnancère en Ase de l Es : où en es-on? Le pods de l Ase dans le commerce mondal ne cesse de croîre depus une qunzane d années (Guérn e Sa, 2006). Ce renforcemen s effecue noammen de manère nrarégonale (Bajou e al, 2006 ; Gullaumn, 2008). Par conre, les lens fnancers on plus de mal à se sser même s ls connassen un développemen plus rapde depus la crse fnancère de 1997 (Gullaumn, 2008). Depus ce événemen, le modèle de fnancemen de la crossance des années 1990 a oalemen éé rems en cause (Echengreen, 2004(b)). Les prncpales réponses apporées après la crse fnancère de 1997 on concerné le rôle des banques e noammen leur exposon au rsque de créd. Depus 1997, le développemen des marchés fnancers, noammen oblgaares, a éé une des prorés (Gynelberg e al, 2006), mas l es jugé nsuffsan (Echengreen, 2004(a), 2004(b)) e les pays les plus duremen 11 Se reporer à Béreau (2007) pour plus de déals sur le cas du Luxembourg. 12

13 ouchés par la crse furen ceux don l nermédaon bancare éa la plus fore (Corée e Thaïlande). Les banques permeen une mons bonne allocaon des ressources, souffren d un manque d nformaons lors de l ocro de prês mulplan ans les rsques de crse 12. De plus, la plupar des banques asaques son l obje d neracons famlale e polque e les sysèmes de gouvernance son défallans 13. Deux naves on ans éé prses afn de favorser l émergence d un vérable marché oblgaare régonal : l Asan Bond Marke Inave e l Asan Bond Funds. L Asan Bond Marke Inave (ABMI) de l Asean+3 es desné à souenr l offre d oblgaons lbellées en monnaes locales par des aceurs prvés ou publcs ands que l Asan Bond Funds (ABF) de l Execuves Meeng of Eas Asa and Pacfc (EMEAP) es chargé de souenr la demande par la créaon de fonds oblgaares en devses érangères e en monnaes locales almenés par les membres (Guérn e Sa, 2006). Par alleurs, les ressources moblsées pour les naves Asan Bond Marke Inave e Asan Bond Funds son consdérables mas nsuffsanes (Guérn e Sa, 2006 ; Takeuch, 2006). Inalemen, l Asan Bond Funds dsposa de 1 bllon de dollars qu l a nves dans un paner d oblgaons émses en dollar par les pays asaques aures que le Japon, l Ausrale e la Nouvelle- Zélande. Ce paner es géré conjonemen par la Banque des règlemens nernaonaux e un comé de l Execuves Meeng of Eas Asa and Pacfc. Selon Echengreen (2004(a), (b)), le len développemen de ces deux naves peu êre explqué selon quare causes : - les caracérsques régonales fon ressorr des pays assez pes sans réelles nsuons fnancères ; - la qualé de la supervson es fable e la concurrence enre les banques es quasnexsane. L absence d nvessseurs nernaonaux, d agences de noaons e de sysème de compensaon avec règlemen/lvrason des res es égalemen un handcap ; - les polques macroéconomques ne proposen pas un envronnemen sable : fore volalé des aux d nérê e des aux de change don les rsques respecfs ne peuven êre couvers par des marchés à erme. 12 Ben Gamra e Plhon (2007) monren que la fable qualé des nsuons, dans le cas des pays émergens, accroî la probablé d une crse bancare. 13 Menkhoff e Suwanaporn (2007) rappellen qu un ceran nombre de réformes a éé engagé noammen en Thaïlande sur les noons de régulaon e de supervson du sysème bancare. Même s la Thaïlande peu encore êre placée dans les économes des d endeemen, les marchés fnancers prennen une place crossane. 13

14 Takeush (2006) monre que s la alle des marchés fnancers locaux a doublé depus 1998, l exse de rès grandes dsparés enre les pays. Ces dsparés concernen les conrôles de capaux, la fscalé des placemens, la lqudé e l anmaon des marchés e l organsaon générale d un marché fnancer. De plus, les faceurs nsuonnels vennen parfos aggraver la suaon ou l empêchen de s amélorer. Comme le monren Echengreen e Luengnaruemcha (2004) e Bae e al (2006), le développemen fnancer es subordonné au développemen nsuonnel. Le manque d ncaons e de garanes vs-à-vs des nvessseurs nernaonaux frene le développemen de ces marchés fnancers. Parallèlemen à ceux-c, c es-à-dre concernan auss ben le comparmen acons ou oblgaons (prvées), nous consaons le développemen des marchés des oblgaons publques (Gynelberg e al, 2006 ; Sundaresan, 2006). S, en Europe, le développemen d un el marché n a pas empêché l expanson des marchés de res prvés (Nerop, 2006), l semblera que ce so le cas en Ase. L essor des marchés des res publcs bloquera le processus de développemen des marchés des res prvés car ls offrraen plus de garanes e de sablé malgré quelques défaus, noammen sur les noes arbuées par les agences de noaon e les devses ulsées pour ces émssons de res (Keller, 2006 ; Ksselev e Packer, 2006). Dans ce bu, Park e Rhee (2006) proposen d harmonser les dfférenes règles des agences de noaon e la créaon d agences de noaon asaques qu devraen noer les empruns éms. 5. Résulas 5.1. Présenaon des données Nore éude concerne les 9 pays d Ase de l Es suvans : la Chne, la Corée du Sud (la Corée par la sue), Hong Kong, l Indonése, le Japon, la Malase, les Phlppnes, Sngapour e la Thaïlande. Ce chox es jusfé par les lens économques (Gullaumn, 2008) e commercaux (Kwan, 2005 ; Bajou e al, 2006) e les dfférenes naves fnancères enreprses ces dernères années (cf. nfra). Tawan a éé volonaremen écaré de l échanllon éan donné son sau polque parculer e les quesons sur son devenr. Des pays comme le Venam, le Laos, Myanmar (ancennemen la Brmane) e le Cambodge on éé supprmés de l échanllon pour des quesons relaves à la dsponblé e à la fablé des données. L nroducon de ces pays aura enraîné un panel non cylndré. Nous esmons par alleurs qu une elle suppresson ne crée pas un bas de cylndrage éan donné leurs fables ouverures vs-à-vs de leur vosn, de la régon e du monde, an du pon de vue commercal que fnancer. 14

15 Les données concernées son celles des aux d nvesssemen e d épargne domesques en pourcenage du PIB. Elles son annuelles, de 1988 à 2006, e provennen des World Developmen Indcaors de la Banque mondale. Nous chosssons de démarrer l éude en 1988 car le processus de lbéralsaon fnancère es nervenu dans ces pays enre 1983 e 1986 mas l année 1988 es généralemen reenue comme dae à parr de laquelle elle es effecve (Fukasaku e Marneau, 1999). Cerans aueurs on effecué des ravaux avec cee mesure à la Feldsen-Horoka, que ce so sur des données emporelles (Snha, 2002 ; Km e al, 2007) ou sur des données de panel (Isaksson, 2001 ; Km e al, 2005). Mas ces éudes couvraen un espace emporel conséquen, débuan noammen largemen avan la décenne Même s des souspérodes on éé éudées, les années 1960 e 1970, vore une pare des années 1980, apporen mons d nformaons en erme d négraon fnancère que les années 1990 e Par alleurs, horms, en pare, les éudes de Km e al (2005) e Km e al (2007), ces éudes ne concernaen pas les pays d Ase de l Es. Le ableau 1 présene quelques sasques relaves aux aux d nvesssemen e d épargne pour ces pays. Tableau 1 : raos d nvesssemen e d épargne en % du PIB Moyenne sur la pérode Pays I / Y S / Y S I Y Chne 32,56 38,58 6,01 Corée du Sud 33,37 35,33 1,96 Hong Kong 26,64 32,30 5,66 Indonése 24,55 29,92 5,37 Japon 28,23 29,97 1,74 Malase 31,34 40,75 9,41 Phlppnes 20,61 17,07-3,54 Sngapour 32,25 46,44 14,19 Thaïlande 31,94 33,67 1,73 Ase de l Es e Pacfque 30,91 35,75 4,84 UEM 20,85 22,26 1,41 Éas-Uns 18,04 16,36-1,68 Noe : l Ase de l Es e Pacfque es composée des pays suvans : Ausrale, Brune, Cambodge, Chne, Fdj, Polynése françase, Guam, Hong Kong, Indonése, Japon, Krba, Corée du Nord, Corée du Sud, Laos, Macao, Malase, îles Marshall, Mcronése, Mongole, Myanmar, Nouvelle-Calédone, Nouvelle-Zélande, Samoa amércanes, îles Marna du Nord, Palau, Papouase Nouvelle Gunée, Phlppnes, Samoa, Sngapour, îles Salomon, Thaïlande, Tmor, Tonga, Vanuau e Venam. Source : World Developmen Indcaors, Banque mondale. 14 Vor, par exemple, Bausa e Maveyraud-Trcore (2008) pour une synhèse. 15

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