CONVERGENCE DES PAYS DE LA REGION MENA VERS LE NIVEAU DE REVENU DES PAYS DU SUD DE L EUROPE : UNE EVALUATION EMPIRIQUE

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1 N CONVERGENCE DES PAYS DE LA REGION MENA VERS LE NIVEAU DE REVENU DES PAYS DU SUD DE L EUROPE : UNE EVALUATION EMPIRIQUE Imène GUETAT Francisco SERRANITO Avril 2008 Résumé : L objectif de cet article est d examiner la question de la convergence des revenus des pays de la région MENA vers le niveau de revenu des pays du Sud de l Europe. Nous avons employé les tests de sigmaconvergence et de béta-convergence polynomiale à la Chatterji pour évaluer la convergence. Une des originalités de l article est d appliquer les tests de tendances segmentées à la Bai & Perron (2003) à la problématique de la sigma-convergence. D après nos résultats, le processus de (sigma) convergence n est pas uniforme dans le temps. Il n existerait un mouvement de convergence des pays de la zone MENA vers le niveau de revenus des pays du sud de l Europe que sur la période allant du premier choc pétrolier au contre choc pétrolier. L estimation de clubs de convergence à la Chatterji permet d affiner les résultats quant aux pays qui ont démarré un processus de rattrapage. Ce test conduit au rejet de l hypothèse de (bêta) convergence sur l ensemble de la période ( ). Si le modèle est estimé sur des sous périodes, alors il existe un mouvement de (bêta) convergence uniquement sur la période Sur les autres sous périodes, l hypothèse de divergence est acceptée. Le niveau de revenus des pays du sud de l Europe ne semble pas être une cible vers laquelle convergeraient les pays de la région MENA à long terme. Abstract: This paper aims at testing the convergence of MENA countries per capita income to the level of per capita income of southern European countries. We have applied sigma-convergence tests and beta convergence tests à la Chatterji to assess the convergence issue. We have applied the multiple endogenous breaks test advocated by Bai & Perron (2003) in order to evaluate the sigma-convergence hypothesis. According to our results, the process of (sigma) convergence is not uniform over time. There is a movement of convergence between the MENA countries and the southern Europe countries, only during the period Estimating convergence clubs with Chatterji s methodology can refine the results by analyzing what countries within the MENA region had started a process of catching up. This test led to the rejection of the assumption of (beta) convergence on the whole period ( ). If the model is estimated on shorter periods, then there has been a movement (beta) convergence only for the period. In other periods the assumption of divergence is accepted. The per capita income level of southern European countries does not seem to be a target toward which MENA per capita incomes are converging in the long term. Mots clés: Convergence conditionnelle, rattrapage, clubs de convergence, sigmaconvergence, Moyen orient et Afrique du nord, tendances segmentées. Classification JEL : B23, F1, 01, 047, 05 1

2 CONVERGENCE DES PAYS DE LA REGION MENA VERS LE NIVEAU DE REVENU DES PAYS DU SUD DE L EUROPE : UNE EVALUATION EMPIRIQUE Imène GUETAT Francisco SERRANITO Avril 2008 Résumé : L objectif de cet article est d examiner la question de la convergence des revenus des pays de la région MENA vers le niveau de revenu des pays du Sud de l Europe. Nous avons employé les tests de sigma-convergence et de bêta-convergence polynomiale à la Chatterji pour évaluer la convergence. Une des originalités de l article est d appliquer les tests de tendances segmentées à la Bai & Perron (2003) à la problématique de la sigmaconvergence. D après nos résultats, le processus de (sigma) convergence n est pas uniforme dans le temps. Il n existerait un mouvement de convergence des pays de la zone MENA vers le niveau de revenus des pays du sud de l Europe que sur la période allant du premier choc pétrolier au contre choc pétrolier. L estimation de clubs de convergence à la Chatterji permet d affiner les résultats quant aux pays qui ont démarré un processus de rattrapage. Ce test conduit au rejet de l hypothèse de (bêta) convergence sur l ensemble de la période ( ). Si le modèle est estimé sur des sous périodes, alors il existe un mouvement de (bêta) convergence uniquement sur la période Sur les autres sous périodes, l hypothèse de divergence est acceptée. Le niveau de revenus des pays du sud de l Europe ne semble pas être une cible vers laquelle convergeraient les pays de la région MENA à long terme. Abstract: This paper aims at testing the convergence of MENA countries per capita income to the level of per capita income of southern European countries. We have applied sigma-convergence tests and beta convergence tests à la Chatterji to assess the convergence issue. We have applied the multiple endogenous breaks test advocated by Bai & Perron (2003) in order to evaluate the sigma-convergence hypothesis. According to our results, the process of (sigma) convergence is not uniform over time. There is a movement of convergence between the MENA countries and the southern Europe countries, only during the period Estimating convergence clubs with Chatterji s methodology can refine the results by analyzing what countries within the MENA region had started a process of catching up. This test led to the rejection of the assumption of (beta) convergence on the whole period ( ). If the model is estimated on shorter periods, then there has been a movement (beta) convergence only for the period. In other periods the assumption of divergence is accepted. The per capita income level of southern European countries does not seem to be a target toward which MENA per capita incomes are converging in the long term. Mots clés: Convergence conditionnelle, rattrapage, clubs de convergence, sigma-convergence, Moyen orient et Afrique du nord, tendances segmentées. Classification JEL : B23, F1, 01, 047, 05 Nous tenons à remercier Maurice Catin et Jacques Mazier pour leurs commentaires sur une version précédente de cet article. 2

3 1- INTRODUCTION Les performances économiques des pays de la région MENA (pays appartenant à l Afrique du Nord et au Moyen-Orient) ont été très contrastées sur la période Entre 1960 et 1985, le taux de croissance moyen de la région s est situé à 3.7% par an (World Bank, 2003). Ce taux est inférieur à celui obtenu par l Asie (4.3%), mais supérieur à celui de l Amérique latine (1.6%). Le contre choc pétrolier et la baisse du prix du pétrole qui s en est suivi ont plongé la région dans une crise économique durable. Ainsi le taux de croissance du PIB par travailleurs ne s élèverait plus qu à 1% an sur les deux décennies suivantes. Pour faire face à ce défi, les pays de la région ont radicalement changé leur politique économique depuis le milieu des années quatre-vingts. En adoptant les plans d ajustement structurels préconisés par le FMI, ces pays se sont tournés vers des politiques plus favorables au marché. Cependant, les bouleversements et l instabilité politique que connaît la région ralentissent la transition de ces pays vers des économies plus ouvertes et plus libérales où le secteur privé jouerait un rôle de plus en plus important. Ces changements de politique économique ont impulsé ces dernières années un grand nombre de travaux qui ont cherché à en évaluer les effets. Un grand nombre d économistes ont cherché à estimer les déterminants de la croissance dans la région (Hakura, 2004, Liman, 2004 Yousef, 2004, Guetat, 2006 et Ould Aoudia, 2006). L évaluation des performances de ces pays en matière de convergence des revenus a été moins étudiée. L objectif de cet article sera par conséquent d évaluer le processus de convergence des revenus par tête des pays de la région MENA vers celui européen et de dégager l existence et la persistance de clubs de convergence. La question de la convergence au sein de la région MENA a été récemment étudiée par Rey (2005) et Guetat & Serranito (2007). Sur un échantillon de 22 pays de la région MENA, Rey (2005) utilise les tests de bêta et sigma convergence ainsi que l approche des fonctions de densité multimodales et les matrices de transition à la Quah. Il montre que le processus de 3

4 convergence observé au sein de la région MENA s est interrompu à la fin des années quatrevingts. Par ailleurs, la région serait caractérisait par des clubs de convergence différents. La région serait ainsi passée de trois clubs de convergence au début des années cinquante à deux clubs distincts en Guetat & Serranito (2007) se placent dans le cadre de la convergence stochastique et utilisent les données de panel pour estimer le processus de convergence au sein de la région MENA. Trois conclusions majeures émergeaient de ce travail. Tout d abord, le mouvement de convergence estimé au sein de la zone MENA se caractériserait par l existence de clubs de convergence, confirmant ainsi les travaux de Rey (2005). Ensuite, il existerait de fortes disparités entre certains groupes de pays : notamment les pays pétroliers et non pétroliers. Enfin, le processus de convergence ou de divergence est fortement lié à des chocs exogènes comme par exemple la guerre du Golfe, ou le conflit israélo-palestinien. La croissance de ces pays dépendrait fortement de chocs de nature sociopolitiques ; et la stabilité politique serait aussi un élément important pour le développement futur de ces pays. Une limite de ces articles est d analyser la convergence des pays de la région MENA par rapport au niveau moyen de la région. Ainsi, s il existe des clubs de convergence dans la région, alors une question importante est de savoir vers quels niveaux de revenus par tête convergeraient les pays de la zone. Cet article complète les travaux précédents en essayant de différencier les pays de la région MENA en termes de comportement de convergence ou divergence. L objectif de cet article est ainsi comparer les performances économiques de la région MENA par rapport au pays du sud de l Europe (Espagne, Grèce et Portugal) en analysant le processus de convergence des revenus par tête entre ces deux zones. Le niveau de revenue de l Union Européenne (UE) nous semble une cible potentielle vers laquelle les revenus des pays de la région MENA pourraient converger car l UE est leur partenaire commercial principal et on assiste au développement des accords de libéralisation commerciale Euro-Med. Pour ne pas biaiser les conclusions en faveur du rejet de l hypothèse 4

5 de convergence, il nous semble judicieux d utiliser les pays du Sud de l Europe comme référence pour le revenu à long terme des pays de la zone MENA. Il sera ainsi possible de donner une classification des pays de la région MENA entre ceux qui convergeraient vers un équilibre haut (défini par les niveaux de revenus des pays de l Europe du Sud) et ceux qui seraient pris dans une trappe de «sous-développement» et qui convergeraient vers un équilibre bas. Nous avons employé les tests de sigma-convergence et de bêta-convergence polynomiale à la Chatterji pour évaluer le processus de convergence. La première originalité de notre approche est d utiliser la méthodologie des clubs de convergence à la Chatterji (1992) pour tester le phénomène de convergence de 8 pays de la zone MENA (Algérie, Iran, Egypte, Maroc, Tunisie, Jordanie, Syrie et Turquie) vers le niveau moyen de revenu des pays de l Europe du Sud (Espagne, Grèce et Portugal) sur la période i. La seconde originalité de l article réside dans l application les tests de ruptures à la Bai & Perron (2003) à la problématique de la sigma-convergence. D après nos résultats, le processus de (sigma) convergence ne serait pas uniforme dans le temps. Il existerait un mouvement de convergence des pays de la zone MENA vers le niveau de revenus des pays du sud de l Europe pendant la période Cette conclusion reste valide si on analyse des sous groupes de pays, à l exception des pays pétroliers qui eux divergent sur l ensemble de la période. L estimation de clubs de convergence à la Chatterji conduit au rejet de l hypothèse de (bêta) convergence sur l ensemble de la période ( ). Si le modèle est estimé sur des sous périodes, alors on peut montrer qu il existe un mouvement de (bêta)convergence uniquement sur la période rejoignant ainsi les conclusions des tests de sigma-convergence. Sur les autres sous périodes, l hypothèse de divergence est acceptée. Au final, nos résultats montrent qu en dehors la période , le niveau de revenu par tête des pays du sud de l Europe n est pas la cible vers laquelle convergent les revenus des pays de la région MENA. Toutefois, nous 5

6 estimons que depuis le milieu des années quatre-vingts les pays de la région MENA (à l exception de la Syrie) tendent à devenir plus homogènes entre eux en termes de PIB par tête. Les pays de la région MENA formeraient ainsi un club de convergence à bas revenu. Sur la toute fin de la période, la Tunisie semble se détacher de ce groupe. L article est organisé de la manière suivante. Dans la deuxième section, nous proposons une synthèse des travaux sur les déterminants de la croissance dans la région MENA. Dans la troisième section, nous présentons les différents tests de l hypothèse de convergence. La quatrième section est consacrée aux commentaires de l ensemble de nos résultats empiriques. Enfin, la conclusion et les extensions possibles sont regroupées dans la cinquième et dernière section 2-LES PERFORMANCES ECONOMIQUES DE LA REGION MENA : UN BREF BILAN Les fluctuations du taux de croissance des pays de la région MENA ont été extrêmement volatile sur la période Cette très forte volatilité s expliquerait par une instabilité politique importante, de mauvaises institutions mais aussi par les politiques économiques suivies par ces pays. L objectif de cette section est de faire un bref bilan des déterminants de la croissance dans cette région. Les mauvaises performances en termes de croissance s expliqueraient par une croissance négative de la productivité globale des facteurs, malgré des gains en termes de capital humain (Hakura, 2004). Les indicateurs traditionnels de développement du capital humain dans la région (taux de scolarisation en primaire et en secondaire de la population en âge de scolarisation) sont assez satisfaisants, et se situent au-dessus de la moyenne des pays en voie de développement à revenu par habitant comparable (Liman, 2004). Toutefois, le taux moyen d'analphabétisme dans la région est élevé par rapport à la moyenne des autres régions 6

7 en développement et touche tout particulièrement les femmes (Yousef, 2004). Selon Ould Aoudia (2006), le problème se situerait dans la mauvaise adéquation entre la formation de la main d œuvre et les besoins des entreprises. La région MENA est marquée par la prédominance du secteur public dans l'activité économique. Le secteur public assure une grande partie de la production domestique dans la plupart des pays méditerranéens. Par exemple, ce secteur occupe entre 30 à 60% de la force de travail selon les pays (Yousef, 2004). Les entreprises publiques ont une faible performance en raison d une très faible concurrence. Ces entreprises se maintiennent grâce aux aides et transferts de l Etat, ce qui provoque un problème de productivité au niveau national qui réduit les incitations à investir. Le rapport entre investissement privé et public vaut en moyenne 2 sur la période pour les pays de la région MENA, contre 6 pour les pays de l OCDE et 5 pour les pays de l Asie de l Est (Liman, 2004). Les pays de la région doivent par conséquent assurer une allocation des ressources plus efficace afin d améliorer leur productivité. Ceci exige une réduction de la bureaucratie, un combat contre la corruption, un désengagement de l Etat, et une amélioration de la qualité des services. Selon Ould Aoudia (2006), les faibles performances de la région MENA par rapport à d autres régions dans le monde s expliquerait en grande partie par une mauvaise qualité de ses institutions. Guetat (2006) confirme ce point en étudiant les effets de variables institutionnelles et notamment l impact de la corruption sur la croissance dans les pays de la région MENA. En comparant cette région par rapport à d autres régions dans le monde, son analyse économétrique montre que l'impact direct des variables de corruption sur la croissance y est le plus élevé. A coté de l effet direct négatif de la corruption sur la croissance il existe aussi des effets indirects via l accumulation du capital physique et humain. Selon Guetat (2006), une réduction de la corruption et une amélioration de la bureaucratie permettraient d accroître l investissement et 7

8 le capital humain de ces pays. De nouveau, l ampleur estimée de ces effets indirects, comparativement aux autres régions, est plus élevée dans le cas de la région MENA. La région MENA demeure aussi une des régions les moins intégrées du monde ; elle semble n avoir pas réussi à tirer avantage de la globalisation du commerce et des investissements directs étrangers. En 2003 seulement 10 pays de la région sont membres de l organisation Mondiale du Commerce (OMC) ii. Le taux d ouverture de la région MENA a diminué entre les années 1970 et la moitié des années 80 passant de 100% à 60%. En excluant le pétrole, ce taux passe de 53% au début de 1980 à 43% en 2000 (Yousef, 2004). Toutefois, selon Filiztekin (2005) la caractéristique spécifique de la région n est pas tant un taux d ouverture inférieur à celui d autres régions mais plutôt une composition du commerce différente. La plupart des biens exportés par la région sont des biens non manufacturés à savoir des matières premières et des biens agricoles. Les exportations de biens manufacturés représentent tout de même 84% du total en Turquie, 70% en Jordanie, 81% en Tunisie et 66% au Maroc sur la période Ces exportations se situent, toutefois, majoritairement dans les secteurs traditionnels. Au contraire, les exportations de matière premières représentent 98% du total en Algérie, 54% en Egypte, 89% en Iran et 77% en Syrie (Filiztekin, 2005). Au sein de la région MENA, les pays se différencie aussi en terme de géographie du commerce : les exportations sont majoritairement destinées à l UE uniquement dans le cas des pays du Maghreb et la Turquie, alors que les importations proviennent en majorité de l UE pour tous les pays de la zone. Le commerce intra-régional a stagné depuis les années 1970 et représente moins de 10% du commerce total de la région (BolBol & Fatheldin, 2005). Ainsi la part du commerce intra-régional dans le commerce total en 2004 représente 31.5% en Jordanie, 6.6% en Tunisie, 3% en Algérie, 18.9% en Syrie, 9.3% en Egypte et 6.9% au Maroc. Ces taux valaient 8

9 respectivement 27.1%, 6.5%, 3.6%, 15.3%, 6.6%, 9.7% en 1994 et 25.5%, 7.6%, 1.6%, 17.8%, 8.8%, 8.96% en 2000 (Fond Monétaire Arabe). Le degré d intégration des pays de la région MENA aux marchés internationaux des capitaux est faible. L'accès limité de ces pays au marché international des capitaux s expliquerait par un développement insuffisant de leurs marchés internes (Liman, 2004). L'investissement direct étranger (IDE) dans la région est plus faible que celui des autres pays en voie de développement des régions d Asie et d Amérique latine et dépasse de peu les IDE dans les pays d Afrique sub-saharienne. Sur la période , le volume d IDE reçu par la région représente seulement 1,4% des IDE totaux et les flux proviennent essentiellement de l UE et sont caractérisés par une forte volatilité au cours du temps (Alya, Nicet-Chenaf & Rougier, 2007). L afflux de capitaux privés s oriente plus vers les pays qui ont connu une meilleure stabilité macro économique grâce à leurs programmes d ajustement structurel. Les pays de l échantillon qui bénéficient le plus de ces investissements assez diversifiés sont : l Egypte, la Jordanie, le Maroc et la Tunisie. Malgré leurs différences et pour faire face aux défis posés par la mondialisation, plusieurs pays de la région MENA se sont lancés dans des programmes de restructuration de leurs secteurs industriels et ont revu leurs stratégies et politiques industrielles. Ainsi, le partenariat Euro-Med signé en 1995 à Barcelone qui prévoit la création d une zone de libreéchange entre les deux rives de la méditerranée en 2010 inciterait fortement les gouvernements des pays du MENA à choisir une politique commerciale à orientation claire (Ould Aoudia, 2006) et devrait modifier les performances de ces pays en termes de croissance et de convergence des revenus. 3- TESTS DE L HYPOTHESE DE CONVERGENCE DES REVENUS La bêta-convergence 9

10 L approche de la bêta-convergence repose sur une approximation log-linéaire du modèle de croissance de Solow (1956) autour de son état stationnaire. Ainsi, la dynamique transitoire de ce modèle peut s écrire (cf. Barro & Sala-i-Martin, 1991) : (1) ( ( Y ) ln( Y )) ln it i0 β = µ i t t ( 1 t)( 1 e ) ln( Yio ) + ui où y it est le logarithme du revenu par tête du pays i à la date t, * y i est le logarithme du revenu par tête d équilibre, i βt ( t)( 1 e ) y * µ =, β mesure la vitesse de convergence vers 1 i l état stationnaire et u i représente le terme d erreur qui mesure l effet des chocs affectant le pays. L équation (1) est estimée soit en coupe transversale (Barro, 1991, Barro & Sala-i- Martin, 1991 et 1992, Mankiw & alii, 1992), soit sur données de panel (Islam, 1995, Caselli & alii, 1999) iii. L hypothèse de convergence sera acceptée s il existe une corrélation négative entre le taux de croissance moyen sur une période et le revenu par tête initiale : β t ( 1 t)( 1 e ) > 0 β > 0 b. Si tous les pays convergent vers le même niveau de revenu à long terme, on parlera de convergence absolue (Baumol, 1986) puisque dans ce cas l hypothèse de convergence implique que les pays les moins développés de l échantillon croissent plus rapidement que ceux développés. On assiste donc à un phénomène de rattrapage des pays les plus pauvres. Si chaque pays converge vers son propre équilibre stationnaire, on parlera de convergence conditionnelle (Barro & Sala-i-Martin, 1991). Dans ce cas de figure, les pays les plus pauvres n ont pas forcément un taux de croissance supérieur à ceux des pays riches : l hypothèse de rattrapage n est donc plus vérifiée. L existence de clubs de convergence : l approche par les fonctions polynomiales 10

11 La notion de club de convergence a été introduite par Baumol (1986). Elle renvoie à une notion de polarisation de l économie mondiale en plusieurs groupes du fait de l existence d équilibres multiples iv. Les pays semblables convergent à long terme les uns vers les autres si leurs conditions initiales sont dans le bassin d attraction d un même équilibre stationnaire (Galor, 1996) v. L existence d équilibres multiples implique des conséquences sur les tests de convergence puisque dans ce cas de figure les paramètres estimés d une régression de croissance à la Barro ne sont plus stables. Selon Bernard & Durlauf (1996), les régressions en coupe transversale ne permettent pas de rendre compte de l existence d équilibre multiple. En effet, si on estime une corrélation négative entre le taux de croissance moyen et le revenu par tête initial, il est impossible de savoir si tous les pays de l échantillon sont en train de converger ou seulement une partie d entre eux. Dans le cas où aucune corrélation ne serait trouvée, il peut quand même exister une certaine convergence entre quelques pays, mais la part de ceux-ci dans l échantillon total est trop faible pour que les données puissent laisser apparaître une corrélation négative. L hypothèse d existence de clubs de convergence peut se tester à partir de méthodes non paramétriques (Quah, 1996), en construisant un arbre de décomposition (Durlauf & Jonston, 1995), en utilisant des tests de Chow récursifs (Berthelemy & Varoudakis, 1995), soit enfin en modélisant des modèles à seuils (Hansen, 2000). Chatterji (1992) propose une méthode simple mais efficace pour estimer les clubs de convergence : l introduction de fonctions polynomiales dans une équation de croissance à la Barro vi. Afin de tester la proposition que le revenu par tête d un certain nombre de pays converge vers le niveau de revenu par tête d un pays leader (Y Lt ), Chatterji (1992) et Chatterji & Dewhurst (1996) proposent de partir de l équation de convergence à la Barro du type : Y Y ln [ L i + ui Y 0 0 ] soit, L0 Yi0 (2a) Lt it ln = b ln( Y ) ln( Y ) 11

12 Y Y Lt (2b) ln = ( 1+ b) [ ln( YL0 ) ln( Yi0 )] + ui it Afin de modéliser la possibilité d équilibres multiples, Chatterji propose d estimer une spécification non linéaire de l équation précédente. Il inclut alors dans l équation des variables explicatives additionnelles qui représentent des fonctions puissances de l écart de revenu initial entre un pays et le pays leader. En notant cet écart par GAP _ PIB0 = ln( Y L 0 ) ln( Yi0 ), le modèle de convergence polynomiale devient : K GAP _ PIB = b GAP _ PIB + u (3) t i ( t 1) i k = 1 Ce modèle permet une modélisation du processus de convergence beaucoup plus complexe que celle issue de l estimation d une équation de convergence à la Barro. En effet, selon Chatterji, le nombre de clubs de convergence va dépendre de la valeur K. En s inspirant des modèles de transferts technologiques à la Nelson & Phelps (1966), il retient une équation de convergence cubique (K=3) du type : GAP _ PIB = b GAP _ PIB + b GAP _ PIB + b GAP PIB + u (4) T 0 2 ( 0 ) 3( 0 ) i k 2 1 _ Cette équation de croissance non linéaire implique plusieurs cas de figures vii. Si b 1 <1, alors la résolution de l équation (4) conduit à trois équilibres différents dont deux stables et un instable (cf. Fig.1a). L équilibre E2 est instable : tous les pays qui ont un écart de revenu par tête avec le pays leader inférieur au niveau E2 vont converger vers le niveau de revenu E1. Dans ce cas les pays vont converger vers le même niveau de revenu que celui du pays leader à long terme. Au contraire, lorsque l écart de revenu initial avec le pays leader est trop important (supérieur au niveau E2), alors les pays vont diverger du niveau de revenu du pays leader et converger vers un niveau de revenu inférieur. Ce type de modèle suppose que le taux de croissance du progrès technique dans un pays dépend de l écart entre la technologie en vigueur dans le pays et celle du pays leader. La diffusion du progrès technique au niveau 3 12

13 international dépend de cet écart mais aussi de la capacité du pays à assimiler la technologie étrangère (Nelson & Phelps, 1966) viii. Cette capacité dépendrait du niveau de développement initial des pays. GAP_PIB T E3 E2 E1 GAP PIB 0 Fig1a : Cas b 1 <1 Dans le cas ou b 1 >1, alors le seul équilibre stable du système devient l équilibre E2 (cf. Fig1b). Tous les pays qui ont un écart de revenu avec le pays leader inférieur au niveau E3 vont converger vers le niveau E2 (cf. Fig1b). On assiste ainsi à un mouvement de convergence au sein des pays de l échantillon vers le niveau d équilibre E2, mais de divergence par rapport au pays leader. Les pays qui ont un niveau de revenu initial compris entre E2 et E3 obtiennent de manière temporaire un taux de croissance supérieur à celui du pays leader, mais ce dernier est insuffisant pour qu ils puissent rattraper le même niveau de revenu que celui du pays leader. Au contraire, les pays les plus pauvres de l échantillon (revenu par tête supérieur à E3) connaissent aussi bien une divergence en niveau qu en taux de croissance par rapport au pays leader. Dans ce cas, il n y a pas rattrapage et les pays sont pris dans une trappe de sous-développement. Ce type de modèle implique que les transferts de connaissances sont supposés suivre une fonction en U inversé, car les pays avec un faible 13

14 écart technologique ne sont pas incités à imiter le pays leader, alors que les pays pour lesquels cet écart est élevé le sont mais n ont pas la capacité de le faire. Seuls les pays qui ont des écarts technologiques moyens par rapport au leader se lanceront dans une activité d imitation ; mais cette activité est insuffisante pour leur permettre de rattraper le niveau de revenu du pays leader (cf. Chatterji,1992). GAP_PIB T E3 E2 E1 GAP_PIB 0 Fig1b : Cas b 1 >1 La sigma-convergence Quah (1993) a critiqué la méthode des régressions en coupe en montrant que ce type de régression subissait ce qu on appelle les erreurs de Galton. Selon lui, le meilleur moyen pour évaluer l'hypothèse de convergence est d exploiter l information temporelle incluse dans la variance en coupe transversale. Friedman (1992) soutient que l hypothèse de convergence n est vérifiée que si la variance des observations est décroissante dans le temps. En effet dans ce cas de figure, on assiste à une réduction des disparités dans les niveaux de revenus par tête de l ensemble des pays de l échantillon considéré. Barro & Sala-i-Martin (1991) introduisent le concept de sigma-convergence pour traduire cette idée. En notant σ t l écart type en coupe transversale à la date t de ln(y it ) i=1,..,n, l hypothèse de sigma-convergence se traduit par : 14

15 (5) σ t T < σ t N 1 + où 1 ln( ) σ N Y N ln( Y ) t = it i= 1 k = 1 Il existe un lien entre la bêta et la sigma convergence. En effet, d après l équation (1), on peut montrer que : 2 (6) σ t = ( 1 b) σ 2 t σ 2 u 2 t 1 σ N kt où σ u est la variance des chocs affectant l économie. Ainsi le degré de convergence dépend non seulement du degré de bêta-convergence, mais aussi de l ampleur du ratio des variances des chocs transitoires affectant l économie et du revenu par tête initial. Par conséquent, si la variance des chocs que subit l économie est relativement importante, il est alors possible σ d observer une divergence des économies ( t 2 2 > 1) alors même qu on constate une bêta- σ t 1 convergence (b>0). Un des résultats marquants de Guetat & Serranito (2007) a été de montrer que les chocs exogènes affectant les pays de la région MENA sont un des déterminants essentiels de leur processus de croissance. Il nous semble donc pertinent de compléter l analyse des clubs de convergence à la Chatterji par une étude de la sigma-convergence entre ces pays et les pays européens du sud. Nous présentons dans la section suivante l ensemble de nos résultats empiriques. 4- APPLICATION EMPIRIQUE 4.1- Les données Nous utilisons les données de revenus par tête en dollars PPA de 2000 issues des PWT 6.2 de Heston, Summers & Aten (2006) sur la période La région MENA 15

16 regroupera 8 pays : Algérie, Iran, Egypte, Maroc, Tunisie, Jordanie, Syrie et Turquie. L échantillon ne comprend que les 8 seuls pays de la région MENA disponible dans les PWT dont les données débutent en L objectif de cet article étant de tester la convergence des pays de la région MENA vers le niveau de revenu moyen des pays de l Europe du Sud. Cette région est composée de l Espagne, la Grèce et le Portugal. Le niveau de revenu moyen de l Europe du Sud est la une moyenne pondérée des revenus par tête de ces trois pays. D après le graphique 1, nous constatons que le revenu réel par tête de l Europe du Sud est supérieur à celui de n importe quel pays de la région MENA sur l ensemble de la période étudiée. L Europe du Sud pourrait ainsi être considérée comme une cible pour les pays de la région MENA. Nous retenons cette hypothèse car les échanges des pays de la zone MENA se font essentiellement avec les économies industrielles et plus particulièrement avec les pays de l UE. Par exemple, en 2002 la part des exportations vers l UE dans les exportations totales représentait 51.4% dans le cas de la Turquie, 62.3% pour l Algérie, 70.4% pour le Maroc, 78.9% pour la Tunisie et seulement 40.7% pour l Egypte (Femise, 2005). Ceci s explique par la proximité géographique mais aussi par la politique commerciale favorable de l UE envers les pays du pourtour méditerranéen ix. En appliquant un modèle de gravité, Péridy (2005) estime que les accords commerciaux de l UE avec les pays de la région MENA ont permis une création de commerce de l ordre de 20 à 27% du total des exportations de la région. Par ailleurs, d après le rapport de la FEMISE (2005), le calcul d indicateurs du degré de similarité des structures de spécialisation montre que des pays comme la Tunisie et le Maroc seraient non seulement relativement proches entre eux en matière de spécialisation, mais aussi proches de pays de l Europe de l Est tels la Roumanie ou la Bulgarie. La Turquie quant à elle présenterait des similitudes de spécialisation avec les pays du sud de l Europe comme le Portugal. En étudiant la dynamique de spécialisation des pays de la région MENA à partir 16

17 d indicateurs de type RCA (Avantages Comparatifs Révélés), Filiztekin (2005) montre que le commerce avec l UE a eu tendance à renforcer la spécialisation de ces pays dans les secteurs traditionnels et à faible contenu technologique. Il est donc intéressant d analyser si cette dynamique de spécialisation particulière a entraîné des effets de convergence ou de divergence des revenus Test de l hypothèse de sigma-convergence Nous présentons tout d abord l évolution de la variance en coupe transversale entre les pays de la région MENA et la moyenne sud européenne pour examiner la question de la réduction des disparités entre les pays. Nous avons introduit la moyenne pondérée des revenus par tête des pays du Sud de l Europe en plus des revenus par tête des pays de la région MENA dans le calcul de la variance en coupe. Les études sur la région MENA montrent pour la plupart une certaine hétérogénéité entre les pays de la région (Liman, 2004 et Hakura, 2004)). Afin d examiner si le processus de (sigma) convergence était homogène au sein de la région, nous avons constitué des sous-groupes de pays. La sélection des pays appartenant aux différents groupes est faite de manière exogène. La constitution des différents groupes dépendra de leur structure économique et de leur proximité géographique x. Ainsi, nous avons scindé l ensemble des pays en deux sous-groupes, un premier à économies relativement diversifiées (Egypte, Maroc, Tunisie, Jordanie, Syrie et Turquie) et un deuxième à économies basées sur l exploitation des ressources naturelles, essentiellement le pétrole (Algérie, Iran). Nous avons ensuite formé plusieurs groupes sur la base leur appartenance au Maghreb (Algérie, Maroc, Tunisie) ou au Moyen-Orient (Iran, Egypte, Jordanie, Syrie et Turquie) xi Analyse graphique : 17

18 Les résultats du calcul de la sigma-convergence sont reportés dans les graphiques 2 à 4. L évolution de l écart type en coupe transversale entre les revenus par tête des pays de la région MENA et ceux du sud de l Europe pourrait se décomposer en trois périodes distinctes (Graphique 2). La première période couvre les années ; on assiste alors à une forte tendance à la hausse de l écart type. Cette période est ainsi marquée par une forte divergence des revenus par têtes vis-à-vis des pays du sud de l Europe. La seconde période couvre les effets des deux chocs pétroliers puisqu elle recouvre les années allant de 1974 à On assiste sur cette période à un fort mouvement de convergence puisque la variance décroît fortement. La troisième et dernière période qui va de 1983 à 2003 voit le phénomène de convergence s arrêter au profit d une divergence puisque la variance affiche de nouveau un profil ascendant. Cependant ce mouvement n est pas uniforme : l écart type est une fonction croissante sur la période , décroissante sur la période et enfin croissante à nouveau jusqu en Le mouvement de convergence entre 1974 et 1982 pourrait s expliquer par les mauvaises performances économiques des pays sud européens suites aux différents chocs pétroliers, mais surtout grâce aux bonnes performances en matière de croissance des pays de la région MENA suite à la flambée du prix du pétrole. En effet, cette région connaît une intégration importante des marchés du travail via des mouvements migratoires entre pays (Yousef, 2004). Cet échange de travailleurs est à l origine d un important flux financier entre les pays de la région, sous forme de rapatriement des revenus des salariés étrangers. Ce phénomène déclenche des impulsions économiques entre les pays de la région qui jouent un grand rôle dans l intégration économique de celle-ci. Les revenus rapatriés des travailleurs immigrés représentent en moyenne près d un quart des revenus d exportations de biens et services des pays non pétroliers de la région. Pour l Egypte et la Jordanie, ce taux dépasse même 50% (Cohen & Hammour, 1994). Outre leur impact sur la balance des paiements, ces 18

19 revenus financent une grande partie des investissements privés dans certains pays de la région comme la Jordanie. La période de divergence des revenus qui débute à partir du milieu des années quatrevingts s expliquerait par la crise économique qui a touché les pays de la région qu ils soient pétroliers ou non suite au contre choc pétrolier et la forte baisse du prix du pétrole qui s en est suivi. De nouveau, l effet de l effondrement des cours du pétrole sur les pays non pétrolier s expliquerait par la forte intégration des marchés du travail dans la région qui a entraîné une baisse des envois massifs d argent des travailleurs immigrés dans leur pays d origine. Dans le même temps, les gouvernements de ces pays ont découragé l investissement privé et empêché le développement des secteurs exportateurs en créant des obstacles à l intégration internationale. La baisse des revenus des gouvernements a entraîné l apparition des déséquilibres macroéconomiques importants. Ceci a poussé des pays comme le Maroc, la Tunisie et la Jordanie à adopter à partir du milieu des années quatre-vingts des plans d ajustement structurels. Les autres pays de la région MENA ont rapidement suivi ce mouvement et se sont eux aussi lancés dans des plans d ajustement structurels xii. L effet dépressif, tout au moins à court terme, de ces PAS sur la croissance de ces pays pourrait expliquer la divergence des revenus. Une autre explication à ce mouvement de divergence réside dans la plus forte croissance de certains pays européens du Sud, l Espagne et le Portugal notamment, grâce à leur adhésion à la Communauté Economique Européenne et au processus de rattrapage de ces pays vers les niveaux de revenus de ceux du Nord de l Europe. Les conclusions obtenues sur l ensemble de la région MENA se retrouvent si on étudie le processus de convergence des pays non pétroliers. Au contraire dans le cas des pays pétroliers les résultats sont opposés (cf. graphique 2). Sur l ensemble de la période, l écart type des revenus par tête est une fonction croissante. On assiste donc à un mouvement de divergence entre les pays pétroliers de l échantillon et l Europe du Sud. On confirme donc les 19

20 conclusions de Guetat & Serranito (2007) qui montraient qu il convenait de distinguer au sein de la zone MENA la trajectoire des pays pétroliers de celle des pays non pétroliers. Si la composition des groupes est fixée selon un critère géographique, les résultats ne sont pas modifiés. Le processus de convergence/divergence des pays aussi bien du Maghreb (graphique 3) que du Moyen-Orient (graphique 4) affiche dans l ensemble les mêmes trois périodes que celles de l ensemble des pays de la MENA : Test de la sigma-convergence : une approche par les tendances segmentées Afin de prolonger l analyse descriptive précédente, nous testons directement l hypothèse de (sigma) convergence en estimant la tendance des séries de variance. En effet, on dira que les disparités entre les revenus par tête diminuent si le coefficient de la tendance temporelle est négatif et significatif dans l équation suivante (γ<0) : (7) σ t = α+γ t +v t où v t est un terme d erreur. D après l évolution de la variance, il semble difficile de supposer que le processus de convergence apparaisse comme linéaire dans le temps. Ceci implique par conséquent que dans l équation (7) les coefficients ne doivent pas être stables. Par conséquent, nous proposons de tester l hypothèse de (sigma) convergence en introduisant des ruptures segmentées dans l équation (8) xiii. Pour évaluer le nombre de ruptures, nous utilisons l approche de Bai & Perron (2003). L avantage de cette approche réside dans le fait qu elle permet de tester à la fois le nombre de ruptures (au nombre de m) et de localiser ces ruptures dans le temps (T m ). En effet, pour chaque nombre de ruptures m fixé, les m dates de ruptures (T 1,,T m ) sont sélectionnées en minimisant la somme au carrée des résidus de l équation. Bai & Perron (2003) développent une procédure de tests séquentiels pour déterminer le nombre de ruptures. Une autre approche pour déterminer le nombre m de ruptures repose sur la minimisation d un certains nombre de critères d information. Dans un article récent, Wang (2006) évalue via des 20

21 simulations de Monté Carlo la performance de l approche par les critères d information. Il montre que l utilisation de ces critères d information permet de manière efficace de choisir le bon nombre de ruptures. Par ailleurs, parmi tous les critères d information testés, le critère BIC est celui qui obtient les meilleurs résultats. Nous retenons par conséquent, cette approche pour déterminer le nombre de ruptures et nous avons calculé le critère BIC sur chaque modèle envisageable xiv. Pour chaque échantillon, le modèle est estimé avec un nombre de ruptures compris entre 0 et m. D après l évolution graphique de la sigma-convergence, le processus de convergence pourrait se décomposer en trois ou quatre périodes au maximum. Par conséquent, nous avons supposé que le nombre de ruptures m pourrait varier entre 1 à et 4. Nous avons reporté dans le tableau 1 les différentes valeurs du critère BIC ainsi que les coefficients estimés des tendances segmentées en utilisant les dates de ruptures localisées par la méthode. Le nombre de ruptures optimales est alors donné par le modèle qui minimise le critère BIC. Les écart types des coefficients estimés ont été corrigés par la méthode de Newey-West pour tenir compte d une probable hétéroscédasicité et d une autocorrélation des résidus dans l équation (7). Quelque soit le groupe de pays envisagé, nous constatons que le nombre optimal de ruptures est toujours inférieur à 4 ce qui confirme notre postulat de départ. Nous estimons trois ruptures dans le cas de la convergence de la région MENA vers le niveau de revenu par tête des pays du sud de l Europe : une en 1973, une autre en 1983 et enfin la dernière en Ce processus de convergence serait ainsi caractérise par quatre épisodes de convergence (cf. tableau 1). Le coefficient estimé de la tendance déterministe est positif et significatif sur la première période (0.01), négatif et significatif sur la seconde (-0.02), et enfin positif et significatif sur la troisième et quatrième période (0.01). Nos résultats montre par conséquent l existence d un mouvement de divergence des revenus par tête entre les pays de la région 21

22 MENA et ceux de l Europe du Sud entre 1960 et A partir de 1974, on assiste à un mouvement de convergence qui se termine en 1983 pour laisser place ensuite à une divergence des revenus par tête jusqu à la fin de la période en La différence entre les deux dernières périodes concerne la vitesse de divergence qui s est ralentie après Dans le cas des pays non pétroliers nous obtenons aussi de trois ruptures optimales estimées respectivement en 1971, 1982 et 1993 (cf. tableau 1). Les coefficients estimés de la tendance déterministe segmentée sont tous significatifs. Les résultats en termes de convergence restent qualitativement les mêmes que ceux obtenus dans le cas de la région MENA dans son ensemble : une divergence des revenus avant le premier choc pétrolier, une convergence entre 1972 et 1982 et enfin une reprise du mouvement de divergence jusqu à la fin de la période. En ce qui concerne, les pays pétroliers, deux ruptures sont estimées en 1974 et Si on retrouve la divergence avant le premier choc pétrolier comme dans les cas précédents, on ne retrouve pas la période de convergence entre le premier choc pétrolier et le contre choc. En effet, bien que négatif le coefficient de la tendance déterministe n est plus significatif. Après 1987, on retrouve un processus de divergence. Les résultats précédents ne sont pas modifiés si le classement des pays est effectué selon un critère géographique. Nous estimons 2 ruptures dans le cas des pays du Maghreb et 3 dans le cas de ceux du Moyen-Orient. En ce qui concerne la convergence du sous-groupe des pays du Maghreb vers le niveau de revenu des pays du sud de l Europe, les dates de ruptures estimées sont respectivement 1973 et Les résultats ne diffèrent pas si l Algérie, pays pétrolier, est intégrée ou pas dans ce groupe. Les coefficients de la tendance déterministe sont positifs et significatifs sur la première et dernière période et négatif et significatif pendant la seconde période. De nouveau, un mouvement de convergence des revenus par tête apparaît sur la période Les conclusions concernant le groupe Moyen-Orient (avec ou sans l Iran) restent qualitativement identiques à celles déjà obtenues dans le cas de la région 22

23 MENA dans son ensemble. Divergence des revenus par tête entre 1960 et 1973, convergence entre 1974 et 1983 et enfin divergence jusqu à la fin de la période en 2003 avec un ralentissement de la vitesse de divergence après 1993 (cf. tableau 1). Au vu de tous nos résultats, deux conclusions semblent émerger en ce qui concerne l analyse de la sigma-convergence. Tout d abord, la divergence des revenus de la zone MENA par rapport au niveau de revenus des pays du Sud de l Europe semble être la norne, plutôt que l exception. Les épisodes de convergence ne sont significatifs que sur la période allant du premier choc pétrolier à celle du contre choc. Nous allons dans le paragraphe suivant approfondir cet aspect en estimant des clubs de convergence pour essayer d analyser la position des pays pris individuellement Estimation des clubs de convergence à partir d une fonction polynomiale Dans ce paragraphe, nous allons utiliser le modèle de Chatterji (1992) pour évaluer l hypothèse d existence de clubs de convergence au sein de la région MENA. En effet, les résultats de la sigma-convergence montraient qu il pouvait exister des différences entre certains sous-groupes de pays au sein de la région MENA : la présence ou l absence de certains pays dans la composition des groupes pourrait modifier la conclusion quant à la possibilité de convergence. Nous estimons par conséquent l équation (4) sur notre échantillon de 8 pays de la zone MENA et le revenu moyen par tête des pays d Europe du Sud un pays qui représente le pays leader. Par ailleurs en nous inspirant de Zhang (2003), l équation (4) est estimée sur données de panel afin d accroître le nombre d observations. Le modèle estimé est donc : (8) GAP _ PIBit = b1 GAP _ PIBit 1 + b2 ( GAP _ PIBit 1 ) + b3 ( GAP _ PIBit 1 ) + uit L équation (8) a été estimée avec et sans effets fixes temporels. L introduction de ces effets temporels permet de retirer de l équation les chocs conjoncturels commun à l ensemble

24 de la région. L estimation de fonctions polynomiales implique l existence de multicolinéarité entre les variables explicatives : si la valeur estimée des coefficients n est pas affectée, il n en va pas de même pour les écart-types. Il est possible tout de même d effectuer des tests statistiques non pas sur la valeur d un coefficient mais plutôt sur un ensemble de coefficients. Nous avons ainsi effectué un test de Fisher pour examiner l hypothèse nulle suivante : b 2 =b 3 =0 xv. Si cette hypothèse est rejetée, alors le modèle de Chatterji est confirmé et le processus de convergence pourrait être caractérisé par un processus non linéaire. Comme nous l avons montré en étudiant l évolution de l écart type en coupe transversale, le processus de convergence n est pas uniforme sur l ensemble de la période. De plus comme le démontre Hakura (2004) dans son étude sur la région MENA, les comportements de ces pays en termes de croissance est très différent selon la décennie prise en compte dans une régression de convergence à la Barro. Par conséquent, nous avons aussi estimé l équation (8) sur les sous périodes identifiées au paragraphe précédent. Que se soit sur l ensemble de la période ou bien sur des sous périodes, on rejette toujours l hypothèse de linéarité au profit du modèle de Chatterji au vu de la statistique de Fisher (cf. tableau 3). Si des effets fixes temporels ne sont pas pris en compte dans l équation, l hypothèse de convergence des pays de la région MENA vers le «Sud» de l Europe est rejetée puisque le coefficient estimé des écarts de revenus initiaux est supérieur à 1 sur l ensemble de la période. Même si nous assistons à une décroissance du coefficient b 1 dans le temps, il reste toutefois toujours supérieur à 1 jusqu en 2003 (cf. tableau 3 colonnes 1). La divergence des revenus semble ainsi être la règle. Les résultats sont plus intéressants si le modèle incorpore des effets fixes temporels afin de tenir compte de certains chocs conjoncturels communs. Sur l ensemble de la période le coefficient est légèrement inférieur à un (0.996). Pour évaluer le processus de convergence des différents pays nous avons simulé le modèle de Chatterji. Nous constatons qu en dehors 24

25 de l équilibre E1 qui impliquerait une convergence vers les pays européens, il n existe pas d autres équilibres stables (cf. graphique 5). Tous les pays sont situés au dessus de la première bissectrice par conséquent, l écart entre le revenu de ces pays et celui du pays leader s est accru entre 1960 et 2003 (cf. graphique 5). Les pays de la région MENA divergent non seulement par rapport aux pays européens mais aussi entre eux sur l ensemble de la période. Ce phénomène de divergence est surtout flagrant dans le cas de trois pays : Algérie, Iran et tout particulièrement la Jordanie. Sur la période , les résultats sont qualitativement les mêmes que sur l ensemble de la période. Le coefficient estimé est légèrement inférieur à un (0.995) ; mais tous les pays sont situés au dessus de la bissectrice (cf. graphique 6). Entre 1960 et 1973 l écart de revenu entre les pays de la région MENA et celui des pays du Sud de l Europe s est creusé conduisant ainsi à une divergence des revenus. Le coefficient estimé b 1 affiche sa valeur la plus faible sur la période ( ˆb 1 =0.966). Les tests de beta-convergence polynomiale confirment ainsi les résultats de ceux de la sigma-convergence puisque l hypothèse de convergence était acceptée sur cette période. La simulation du modèle de Chatterji nous permettra ainsi d affiner les conclusions précédentes sur quels sont les pays qui étaient en train de converger vers le niveau de revenu par tête des pays du sud de l Europe. Excepté l Iran et dans une moindre mesure le Syrie, le modèle de Chatterji permet de modéliser correctement les écarts de revenus entre pays (cf. graphique 7). Par conséquent sur la période , l hypothèse que l Algérie, l Egypte, la Jordanie, le Maroc, la Tunisie et la Turquie étaient en train de converger vers le niveau de revenu par tête du sud de l Europe est acceptée. Ce mouvement de convergence s interrompt pourtant au milieu des années quatrevingts puisque le coefficient b 1 estimé est de nouveau supérieur à un (1.04). La période est ainsi marquée par une divergence des revenus entre les deux rives de la 25