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 : [email protected]. 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

16 Enre 1988 e 2006, la moyenne du rao de l épargne es de 33,78%, presque 34%, avec une varance assez fore pusque le maxmum es aen par Sngapour e le mnmum par les Phlppnes avec des aux d épargne respecfs de 47% e 17%. Pour l nvesssemen, la moyenne es de 29,06%, presque 30%, avec une varance plus fable pusque le maxmum es aen par la Corée e le mnmum oujours par les Phlppnes avec des aux respecfs de 33% e 20%. Les Phlppnes consuen une double curosé. La premère concerne l excès d nvesssemen sur l épargne e la seconde les fables aux de ces deux grandeurs comparavemen à leur pays vosns. Une des explcaons de l écar négaf enre l nvesssemen e l épargne pourra résder sur le caracère hsorque des Phlppnes. Celles-c son une ancenne colone des Éas-Uns, ndépendane depus Par alleurs, l économe phlppne es domnée à 70% par l agrculure e elle sub une fore crossance démographque. Enfn, les Phlppnes fon pare, au même re que l Indonése, de ces pays où la mcro-fnance es rès développée (Vas, 1993 ; McGure e al, 1998) même s le seceur bancare phlppn a éé profondémen remodelé (Godqun, 2006). Dans l ensemble, l épargne es plus élevée que l nvesssemen, donc ces pays possèden une capacé de fnancemen ou comme le groupe Ase de l Es e Pacfque e les pays de l Unon économque e monéare (UEM). A l nverse, les Éas-Uns on un manque d épargne par rappor à l nvesssemen e on, par conséquen, un beson de fnancemen 15. Pour les pays d Ase de l Es, nous pouvons avancer l dée que l excès d épargne nee es lé à leur capacé à fnancer eux-mêmes leur crossance. Beaucoup de gouvernemens on mposé un for aux d épargne. A Sngapour, par exemple, ce aux fu de 42% (Sglz, 2001). Par alleurs, ces aux élevés ne son pas vramen une surprse pour cerans pays car les agens ancpen leur fuur noammen en maère de rerae : l Éa japonas, par exemple, va avor de plus en plus de mal à assurer des reraes éan donné le vellssemen crossan de sa populaon ; quan à Sngapour, les fonconnares n on aucune couverure socale. En Chne, l épargne naonale es pléhorque, prsonnère du errore e jusqu c rès mal rémunérée (Invesr, 2008). Touefos, ces aux élevés son reconnus comme une des causes du mracle 15 Ce consa par de l dené compable qu éabl l équvalence enre le solde de la balance des ransacons couranes e le solde enre l épargne e l nvesssemen. Pour le démonrer, nous savons que la formaon du revenu s écr Y + M = C + I + X, avec Y, M, C, I e X le revenu naonal, les mporaons, la consommaon, l nvesssemen e les exporaons. La dépense du revenu s effecue enre consommaon e épargne, so Y = C + S. Dès lors, nous obenons S I = X M. Cee égalé ndque que ou défc (excéden) de la balance des ransacons couranes es provoqué par une nsuffsance (un excès) d épargne. Ans, les enrées (sores) de capaux vennen compenser l nsuffsance (l excès) d épargne. 16

17 asaque (Io, 2001), ls on perms d achever rapdemen le processus de crossance (Io, 2001 ; Sglz, 2001). Le graphque 2 nous monre une cerane héérogénéé dans l évoluon des aux d épargne e d nvesssemen enre les 9 pays de nore échanllon. Nous voyons égalemen que la crse de 1997 a des répercussons plus ou mons fores e plus ou mons rapdes sur les deux aux respecfs selon les pays IR_CHINE SR_CHINE IR_COR SR_COR IR_HK SR_HK IR_INDO SR_INDO IR_JAP SR_JAP IR_MAL SR_MAL IR_PHIL SR_PHIL IR_SING SR_SING IR_THAI SR_THAI Graphque 2 : les aux d nvesssemen e d épargne (en % du PIB). Source : World Developmen Indcaors, Banque mondale Les résulas des ess de racne unare e de conégraon Tess de racne unare Préalablemen à l éude du degré d négraon fnancère, nous procédons à un ceran nombre de ess de racnes unares. Nous effecuons des ess de premère généraon (Levn e Ln, 1992 ; Im, Pesara e Shn, 1997 ; Maddala e Wu, 1999 ; Hadr, 2000) pus de deuxème (Pesaran, 2003). 17

18 Le passage de la premère à la deuxème généraon es mové par l hypohèse de dépendance enre les ndvdus (cf. nfra). Par alleurs, les ess de premère généraon son égalemen dfférens les uns des aures selon le caracère de la racne unare (homogène ou non). Tableau 2 : les ess de racne unare en panel de 1 ère généraon Varables Spécfcaon du modèle LLC IPS MW Hadr IR Modèle sans endance -0,20 *** 0,42 *** 13,26 *** 3,54 *** (0,4189) (0,6660) (0,7754) (0,0002) Modèle avec endance -2,22 *** -1,23 *** 30,04 *** 5,39 *** (0,0130) (0,1087) (0,0372) (0,0000) SR Modèle sans endance -1,52 *** -1,06 *** 24,36 *** 4,37 *** (0,0633) (0,1433) (0,1434) (0,0000) Modèle avec endance -2,19 *** -1,51 *** 27,09 *** 5,36 *** (0,0140) (0,0655) (0,0773) (0,0000) Noes : IR e SR corresponden aux aux d nvesssemen e d épargne en % du PIB. L hypohèse de racne unare es accepée à *** 1%, ** 5%, * 10%. Dans le cadre du es de Hadr (2000), l hypohèse de racne unare correspond à l hypohèse alernave. LLC, IPS e MW corresponden aux résulas des ess de Levn, Ln e Chu (2002), Im, Pesaran e Shn (2003) e Maddala e Wu (1999). (.) p-value. Tous les ess son menés avec des effes fxes, quel que so le modèle. Les résulas du ableau 2 monren que les séres de aux d nvesssemen e d épargne son non saonnares. Touefos, le es de Ln, Levn e Chu (2002) nous amènera à rejeer la non saonnaré, pour la varable SR, pour le modèle sans endance (à 10%) e pour le modèle avec endance (à 5%). Par alleurs, les modèles avec endance nous amèneraen à rejeer l hypohèse de racne unare à 5% pour la sasque de Maddala e Wu (varable IR) e à 10% pour la varable SR. De même, pour la sasque de Im, Pesaran e Shn, pour la varable SR, l hypohèse de racne unare es rejeée à 10% dans le modèle avec endance. 18

19 Tableau 2 bs : les ess de racne unare en panel de 2 ème généraon Varables Modèle sans endance Modèle avec endance IR SR CIPS 1 CIPS 2 CIPS 3 CIPS 1 CIPS 2 CIPS 3-2,02 *** -2,21 *** -1,30 *** -2,33 *** -2,93-2,69 (0,20) (0,07) (0,894) (0,435) (0,626) (0,107) -1,93 *** -1,36 *** -1,51 *** -2,58 *** -1,51 *** -0,571 *** (0,277) (0,859) (0,733) (0,185) (0,985) (1,000) Noes : IR e SR corresponden aux aux d nvesssemen e d épargne en % du PIB. L hypohèse de racne unare es accepée à *** 1%, ** 5%, * 10%. CIPS avec = 1, 2, 3 correspond à la sasque du es de Pesaran (2003) pour des reards. (.) p-value. Tous les ess son menés avec des effes fxes, quel que so le modèle. Les résulas du es de Pesaran apparassen rès sensbles au chox du nombre de reards dans le modèle avec endance. L hypohèse de racne unare es rejeée pour la varable IR pour des reards de 2 e 3. La varable SR n admera pas de racne unare à 5% pour un reard de 1. Les résulas des ess de racne unare pour les deux sous-groupes son présenés dans l annexe 5.2. Ces résulas monren que les aux d nvesssemen e d épargne son non saonnares Tes de conégraon Nous procédons ensue à des ess de conégraon en nous appuyan sur les ravaux de Pedron (1997, 1999). Pour meux prendre en compe les héérogénéés ndvduelles e ener d homogénéser nore échanllon, comme le suggèren Banerjee e Zangher (2003), nous effecuons nore éude sur deux sous-groupes que nous dsnguons selon le nveau de revenu e le mode de fnancemen de l économe. Pour l homogénésaon par le nveau de revenus, nous effecuons une classfcaon à parr de la base de données de la Banque mondale (World Developmen Indcaors, 2006). Le prncpal crère ulsé par celle-c es le revenu naonal bru par haban (RNB/êe). D après cee classfcaon, l Indonése es parm les pays à revenus fables. La Chne, la Malase, les Phlppnes e la Thaïlande son classés dans les pays à revenus moyens. La Corée, Hong Kong, le Japon e Sngapour son parm les pays à revenus élevés. La dsncon enre ces deux ypes de fnancemen es effecuée en prenan appu sur la capalsaon boursère (en % du PIB), la par dans le PIB des créds domesques accordés par les banques e la par dans le 19

20 PIB des créds domesques accordés au seceur prvé ans que sur les éudes de Echengreen (2004(a), (b)), Eschweler (2006) e Hohensen e Lee (2006) 16. Tableau 3 : es de conégraon en panel Revenu Revenu Econome Econome de Echanllon Toal a moyen élevé d endeemen marchés fnancers Panel v-sa -1,87 ** -3,78 *** -4,17 *** -2,17 ** -1,01 Panel rho-sa -1,32 * -2,27 ** -1,44 * -1,30 * -0,78 Panel pp-sa -1,56 * -2,18 ** -1,56 ** -0,99-2,99 *** Panel adf -1,06-2,55 *** 0,78-1,04 0,15 Group rho-sa 0,64 0,18 1,33 0,99-1,70 ** Group pp-sa 1,63 2,18 1,26 1,28-1,28 Group adf 2,53 1,34-1,07 0,62-1,99 ** Noes : l hypohèse d absence de conégraon es rejeée à *** 1%, ** 5%, * 10%. Les dfférens ess de conégraon son menés selon la procédure de Pedron (1997, 1999). La dsncon enre Panel e Group en à la dsncon nra (Panel, whn) e ner (Group, beween) ndvduelle de la relaon de conégraon. a l échanllon oal correspond aux 9 pays éudés. Les résulas du ableau 3 son conrasés que ce so sur le oal de l échanllon ou sur les 4 sous-groupes éudés. Il y a non seulemen un conrase enre les résulas des ess selon la dmenson nra ou ner-ndvduelle mas auss à l néreur même de chaque dmenson. Comme nous ne pouvons pas affrmer avec cerude l exsence d une relaon de conégraon enre les deux séres selon les échanllons éudés, nous allons ener de mesurer le degré d négraon fnancère selon les dfférens modes d esmaon que l économére de panel nous propose Esmaon de la relaon nvesssemen/épargne Présenaon Nous proposons d esmer l équaon suvane : selon les modélsaons Poolng, Beween e Whn. I S = α, + β, + ε, (17) Y Y,, 16 L annexe 5.1 présene la relaon épargne/nvesssemen de ces dfférenes caégores. 20

21 La présenaon de ces modélsaons reprend celles de Jansen (2000) e Béreau (2007), so : I S = c + β + ε, (18) Y Y,, I S β = + ε Y Y (19) I Y, = c + β 9 = 1 S Y, δ = 0 avec (18), (19) e (20) les modèles Poolng, Beween e Whn. + 9 = 1 δ 1 + ε, (20) 9 Le erme δ 1, dans l équaon (20), représene la somme des effes fxes ndvduels = 1 propre à chacun des 9 pays de l échanllon. La modélsaon Poolng correspond à l applcaon des Mondres Carrés Ordnares (MCO) sur les données emplées dans leur dmenson ndvduelle e emporelle. Cee modélsaon présuppose l homogénéé des ndvdus. La modélsaon Beween s effecue à parr des moyennes des aux d nvesssemen e d épargne. Elle se calcule à parr des MCO. Elle ne prend pas en compe l héérogénéé des pays mas elle élmne le bas ndu par le caracère pro-cyclque de l épargne e de l nvesssemen en exprman les données ndvduelles comme des moyennes sur les dfférenes sous-pérodes. Cependan, elle n élmne pas l héérogénéé ndvduelle perssane. Enfn, la modélsaon Whn perme de prendre en compe l héérogénéé des ndvdus dans leur dmenson emporelle e/ou ndvduelle. Cee prse en compe s effecue par un effe spécfque supposé ceran (modèles à effes fxes) so par la dsncon d un effe spécfque non observable (modèles à effes aléaores ou à erreurs composées). L esmaeur Whn élmne ans les effes ndvduels perssans (dfférences exsanes enre les dfférens pays sur la pérode). Il prvlége l nformaon emporelle. L équaon (20) perme ans de eser l homogénéé plus ou mons fore des ndvdus du panel. Par alleurs, l fau soulgner que les résulas des esmaons Poolng e Whn nous rensegnen égalemen sur le caracère plus ou mons homogène des varables (un coeffcen β proche pour ces deux esmaons révèlera ans une héérogénéé fable). 21

22 Résula Le ableau 4 présene les résulas des esmaons des modélsaons (18), (19) e (20). Tableau 4 : esmaon du coeffcen β Modélsaon β Poolng 0,213 *** Beween 0,390 *** Whn 0,069 *** Noe : le coeffcen es sgnfcavemen dfféren de 0 à *** 1%, ** 5% e * 10%. Les résulas nous monren que l négraon fnancère sera parfae dans le cas de la modélsaon Whn mas mparfae dans les cas Poolng e Beween. Touefos, les coeffcens esmés pour ces deux coeffcens son relavemen fables. Par alleurs, les esmaons Poolng e Whn son assez dfférenes, ce qu révèle la présence d une cerane héérogénéé. Auremen d, l nroducon, dans la modélsaon Whn, de coeffcens fxes monre que les pays de nore échanllon n on pas les mêmes préférences, en erme d épargne e d nvesssemen. Pour ener d homogénéser nore panel, nous effecuons une nouvelle mesure de l négraon fnancère selon la caégore de revenu. Les ableaux 5 e 5 bs présenen les résulas pour les deux sous-groupes. Pour cee classfcaon, seules les esmaons Poolng e Whn son menées éan donné que l esmaon Beween repose sur des valeurs moyennes, sachan que les moyennes pour chacune des deux caégores de revenus son calculées sur de pes échanllons (4 pays dans les deux cas). La modélsaon Beween rsquan ans d êre peu sgnfcave e/ou dffclemen nerpréable. Tableau 5 : esmaon du coeffcen β Pays à revenu moyen Modélsaon β Poolng 0,319 ** Whn 0,380 ** Noe : le coeffcen es sgnfcavemen dfféren de 0 à *** 1%, ** 5% e * 10%. 22

23 Tableau 5 bs : esmaon du coeffcen β Pays à revenu élevé Modélsaon β Poolng 0,216 * Whn 0,202 * Noe : le coeffcen es sgnfcavemen dfféren de 0 à *** 1%, ** 5% e * 10%. Les résulas nous monren () que les pays à revenu élevé connassen une négraon fnancère plus élevée e () que les deux sous-groupes apparassen homogénésés pusque les esmaons Poolng e Whn son quasmen denques Un effe crse fnancère? Nous souhaons savor s la crse fnancère de 1997 a eu un effe sur l négraon fnancère e, s ou, lequel. Auremen d, nous souhaons mesurer l accéléraon/la décéléraon de l négraon fnancère après la crse de S la causalé enre crossance économque e négraon fnancère n es pas parfaemen défne (Obsfeld, 1994), cee crse fnancère a pu accélérer ou ralenr le processus d négraon fnancère. Pour cela, nous procédons en deux éapes. Dans une premère éape, nous esmons le modèle suvan : I Y, = c + β S Y 9 = , + δ = 0 = = 1 δ = 0 δ δ 1 + ε = 1988 Cee modélsaon es proche de l équaon (20) sauf que nous nrodusons, en plus de l effe ndvduel, un effe emporel. Ic, = 1 pour l année 1997 e 0 pour les aures années ( = 1 =... = 1 = 1 =... = 1 0 ). Nous modélsons à nouveau un effe fxe = ndvduel éan donné que l hypohèse d homogénéé n a pas éé vérfée précédemmen. D après les résulas, l semblera que l année 1997 a un effe supéreur à la moyenne. Dans une seconde éape, nous fasons deux esmaons dsnces sur les deux sous-pérodes e selon les modélsaons Poolng e Whn., (21) 23

24 Tableau 6 : esmaon du coeffcen β Pérode Poolng Whn ,53 *** 0, ,28 *** 0,00 Noe : le coeffcen es sgnfcavemen dfféren de 0 à *** 1%, ** 5% e * 10%. La modélsaon Poolng monre une accéléraon de l négraon fnancère après la crse. Le coeffcen β es largemen plus fable après Ce effe peu sans doue s explquer par la voloné des pays d Ase de l Es, après la crse fnancère, d approfondr e d nensfer leurs relaons fnancères pour éver une nouvelle crse. La modélsaon Whn ne monre pas de changemen parculer. L négraon fnancère semble parfae avan e après la crse pusque le coeffcen β n es pas dfféren de 0 dans les deux sous-pérodes. 6. Concluson L objecf de ce paper éa double : () nous voulons mesurer le degré d négraon fnancère enre cerans pays d Ase de l Es en prenan appu sur l approche de Feldsen e Horoka (1980) e () nous souhaons ulser les méhodologes de l économére des données de panel non saonnares. En effe, 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 plus possble. Les propréés sasques des aux d épargne e d nvesssemen doven, dès lors, êre prses en compe sous pene d abour à des résulas fallaceux. Ans, nos résulas monren que les aux d nvesssemen e d épargne on une racne unare, quel que so le es praqué, mas n apparassen pas conégrés. Dès lors, les résulas des dfférenes esmaons monren que l négraon fnancère enre 9 pays d Ase de l Es es relavemen élevée. Par alleurs, la crse de 1997 semble avor accéléré le processus d négraon fnancère. Enfn, une classfcaon selon le nveau de revenu monre que l négraon fnancère es même plus élevée pour les pays à revenu élevé que pour les pays à revenu moyen. Pour approfondr l éude de l négraon fnancère, l analyse des mécansmes de ransmsson des polques monéares sera néressane. Touefos, une elle éude ne peu s effecuer pour l ensemble des 9 pays éudés. La Chne, par exemple, connaî encore aujourd hu un sysème fnancer rès réglemené e les mécansmes de sa polque monéare son sans doue amenés à se modfer avec la lbéralsaon fuure. Cee éude do êre menée 24

25 seulemen pour les pays don le sysème monéare e fnancer es déjà maure comme la Corée du Sud, le Japon, la Malase, Sngapour e la Thaïlande. 7. Annexe 7.1 La relaon nvesssemen/épargne Le graphque 3 monre la relaon enre aux d épargne e aux d nvesssemen, sur la pérode 1988 à 2006, pour nore échanllon de pays d Ase de l Es. Le graphque de droe es effecué à parr des aux d nvesssemen e d épargne moyens (IR_BAR ; SR_BAR), comme le fon Feldsen e Horoka (1980) IR IR_BAR SR SR_BAR Graphque 3 : la relaon épargne/nvesssemen. Source : World Developmen Indcaors, Banque mondale. Les graphques 4 e 5 s néressen à la relaon épargne/nvesssemen, sur la pérode 1988 à 2006, selon le nveau de revenu e selon le ype de fnancemen de l économe IR_M 20 IR_H SR_M SR_H Graphque 4 : la relaon épargne/nvesssemen selon le nveau de revenu. (H : revenu élevé ; M : revenu moyen). Source : World Developmen Indcaors, Banque mondale. 25

26 IR_BANK IR_FMARKET SR_BANK SR_FMARKET Graphque 5 : la relaon épargne/nvesssemen selon le mode de fnancemen. (BANK : économe d endeemen ; FMARKET : économe de marchés fnancers). Source : World Developmen Indcaors, Banque mondale. 7.2 Les ess de racne unare selon le nveau de revenu Tableau 6 : les ess de racne unare en panel de 1 ère généraon Pays à revenu moyen Varables Spécfcaon du modèle LLC IPS MW Hadr IR Modèle sans endance -1,15 *** -0,45 *** 8,65 *** 2,33 *** (0,1240) (0,3257) (0,3727) (0,0097) Modèle avec endance -1,08 *** -0,34 *** 9,77 *** 3,36 *** (0,1388) (0,3635) (0,2811) (0,0004) SR Modèle sans endance -1,50 *** -1,30 *** 13,18 *** 2,57 *** (0,0659) (0,0953) (0,1058) (0,0050) Modèle avec endance -1,48 *** -0,27 *** 8,44 *** 3,09 *** (0,0695) (0,3914) (0,3916) (0,0010) Noes : IR e SR corresponden aux aux d nvesssemen e d épargne en % du PIB. L hypohèse de racne unare es accepée à *** 1%, ** 5%, * 10%. Dans le cadre du es de Hadr (2000), l hypohèse de racne unare correspond à l hypohèse alernave. LLC, IPS e MW corresponden aux résulas des ess de Levn, Ln e Chu (2002), Im, Pesaran e Shn (2003) e Maddala e Wu (1999). (.) p-value. Tous les ess son menés avec des effes fxes, quel que so le modèle. 26

27 Tableau 6 bs : les ess de racne unare en panel de 2 ème généraon Pays à revenu moyen Varables Modèle sans endance Modèle avec endance IR SR CIPS 1 CIPS 2 CIPS 3 CIPS 1 CIPS 2 CIPS 3-1,48 *** -1,07 *** -0,90 *** -1,85 *** -1,54 *** -1,28 *** (0,685) (0,90) (0,946) (0,80) (0,928) (0,976) -0,945 *** -0,429 *** -0,203 *** -0,794 *** -0,002 *** 0,121 *** (0,936 (0,994) (0,998) (0,998) (1,000) (1,000) Noes : IR e SR corresponden aux aux d nvesssemen e d épargne en % du PIB. L hypohèse de racne unare es accepée à *** 1%, ** 5%, * 10%. CIPS avec = 1, 2, 3 correspond à la sasque du es de Pesaran (2003) pour des reards. (.) p-value. Tous les ess son menés avec des effes fxes, quel que so le modèle. Tableau 7 : les ess de racne unare en panel de 1 ère généraon Pays à revenu élevé Varables Spécfcaon du modèle LLC IPS MW Hadr IR Modèle sans endance 0,79 *** 1,14 *** 2,81 *** 2,34 *** (0,7865) (0,8738) (0,9455) (0,0097) Modèle avec endance -1,96 *** -1,42 *** 18,33 *** 4,42 *** (0,0250) (0,0781) (0,0189) (0,0000) SR Modèle sans endance -0,51 *** 0,07 *** 7,95 *** 2,68 *** (0,3024) (0,8738) (0,9455) (0,0097) Modèle avec endance -1,19 *** -1,11 *** 12,43 *** 3,72 *** (0,1156) (0,1323) (0,1329) (0,0024) Noes : IR e SR corresponden aux aux d nvesssemen e d épargne en % du PIB. L hypohèse de racne unare es accepée à *** 1%, ** 5%, * 10%. Dans le cadre du es de Hadr (2000), l hypohèse de racne unare correspond à l hypohèse alernave. LLC, IPS e MW corresponden aux résulas des ess de Levn, Ln e Chu (2002), Im, Pesaran e Shn (2003) e Maddala e Wu (1999). (.) p-value. Tous les ess son menés avec des effes fxes, quel que so le modèle. 27

28 Tableau 7 bs : les ess de racne unare en panel de 2 ème généraon Pays à revenu élevé Varables Modèle sans endance Modèle avec endance IR SR CIPS 1 CIPS 2 CIPS 3 CIPS 1 CIPS 2 CIPS 3-1,84 *** -1,46 *** -1,34 *** -3,36-2,37 *** -1,82 *** (0,413) (0,698) (0,774) (0,016) (0,431) (0,820) -2,64-1,48 *** -0,104 *** -2,22 *** -0,87 *** -1,18 *** (0,038) (0,689) (0,999) (0,547) (0,997) (0,985) Noes : IR e SR corresponden aux aux d nvesssemen e d épargne en % du PIB. L hypohèse de racne unare es accepée à *** 1%, ** 5%, * 10%. CIPS avec = 1, 2, 3 correspond à la sasque du es de Pesaran (2003) pour des reards. (.) p-value. Tous les ess son menés avec des effes fxes, quel que so le modèle. Bblographe Aglea, M., 2001, Macroéconome fnancère, coll. Repères, La Découvere. Araujo, C., Brun, J.-F. e J.-L. Combes, 2004, Economére, Bréal. Armsrong, H. W., Balasubramanyam, V. N. e M. A. Salsu, 1996, Domesc savngs, nranaonal and nra-european Unon capal flows, , European Economc Revew, vol. 40 (6), pp Bae, K.-E., Baley, W. e Y. S. Yun, 2006, Deermnans of bond holdngs by foregn nvesors, BIS papers 30, Bank for Inernaonal Selemens. Balag, B. H., 1995, Economerc analyss of panel daa, Wlley. Ba, J. e S. Ng, 2004, A PANIC aack on un roo and conegraon, Economerca, vol. 72 (4), pp Bajou, C., Lefeuvre, E., Mamez, S. e J. Melka, 2006, Relaons commercales en Ase, Recherche économque, Ixs CIB. Banerjee, A., 1999, Panel daa un roos and conegraon : an overvew, Oxford Bullen of Economcs and Sascs, vol. 61 (1), pp Banerjee, A. e P. Zangher, 2003, A new look a he Feldsen-Horoka puzzle usng an negraed panel, Cep workng paper 2003/22. Bausa, C. e S. Maveyraud-Trcore, 2008, Savng-nvesmen relaonshp, fnancal crss and srucural changes n Eas Asan counres, Econome Inernaonale, vol. 111 (3), pp Bayoum, T., 1989, Savng-nvesmen correlaons: Immoble capal, governmen polcy or endogeneous behavour?, IMF workng paper

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