Séminaire d Économie Publique

Séminaire d Économie Publique Les niveaux de dépenses d'infrasrucure son-ils opimaux dans les pays en développemen? Sonia Bassi, LAEP Discuan : Evans Salies, MATISSE & ADIS, U. Paris 11 Mardi 8 février 2005 Maison des Sciences Économiques 106-112, bd de l'hôpial 75 647 Paris cedex 13

LES NIVEAUX DE DEPENSES D INFRASTRUCTURE SONT- ILS OPTIMAUX DANS LES PAYS EN DEVELOPPEMENT? Sonia Bassi Février 2005 Inroducion La quesion principale à laquelle nous chercherons à apporer une réponse es : quel es le niveau opimal de dépenses publiques e es-ce que ce niveau a éé dépassé dans ceraines économies en développemen dans la praique. En effe, La aille opimale des services publics d infrasrucure sera esimée en examinan le rôle que jouen les infrasrucures dans le processus producif. La combinaison opimale enre les aciviés privées e publiques a longuemen éé débaue dans la liéraure économique. Barro (1990) a fourni la conribuion héorique la plus récene dans ce suje. Dans le cadre d un modèle de croissance endogène, il monre que les services publics son fournis de façon opimale lorsque leur producivié marginale es égale à un (règle de Barro). L idée es donc de parir de la règle de Barro pour consruire un modèle empirique qui nous permera de répondre aux quesions suivanes : esce que les services publics son producifs? es-ce que le niveau de services publics fourni es opimal, sur-produi ou sous-produi? e enfin quelle es la aille opimale des services publics d infrasrucure. L observaion de l évoluion des dépenses publiques d infrasrucure dans un large échanillon de pays en développemen, nous perme de remarquer que la répariion des dépenses publiques oales varie beaucoup enre les pays e dans le emps. 1

L objecif du ravail présené dans ce chapire es de ener d approfondir les fondemens héoriques des ravaux de Barro (1990), en proposan une nouvelle méhodologie qui se rapproche de celle de Karras (1996, 1997). L avanage du recours à cee liéraure es qu elle nous perme d appréhender auremen 1 les effes des dépenses publiques d infrasrucure sur la croissance. Nous pouvons rappeler que la quesion soulevée par la liéraure qui s apparene aux ravaux de Aschauer (1989 a, 1989b, e 1990) éai pluô de savoir si les dépenses publiques d infrasrucure son bénéfiques ou nuisibles à la croissance économique. Une quesion plus inéressane serai de savoir si les niveaux observés de dépenses publiques d infrasrucure son opimaux, ou son-ils au conraire au dessus ou en dessous des seuils d opimalié dans la praique. L objecif de cee éude es de dépasser les résulas déjà obenus dans la liéraure (Aschauer [1989], Munnell, [1992], Hulen [1994]) en proposan une nouvelle méhodologie pour éudier l impac des dépenses publiques sur la croissance économique. La quesion principale à laquelle nous chercherons à apporer une réponse es : quel es le niveau opimal de dépenses publiques e es-ce que ce niveau a éé dépassé dans ceraines économies en développemen dans la praique. En effe, La aille opimale des services publics d infrasrucure sera esimée en examinan le rôle que jouen les infrasrucures dans le processus producif. Le mixe opimal enre les aciviés privées e publiques a longuemen éé débau dans la liéraure économique. Barro (1990) a fourni la conribuion héorique la plus récene dans ce suje. Dans le cadre d un modèle de croissance endogène, Barro a monré que les services publics son fournis de façon opimale lorsque leur producivié marginale es égale à un (règle de Barro). L idée es donc de parir de la règle de Barro pour consruire un modèle empirique qui nous permera de répondre aux quesions suivanes : es-ce que les services publics son producifs? es-ce que le niveau de services publics fourni es opimal, sur-produi ou sous-produi? 1 Nous faisons référence aux ravaux d Aschauer ainsi que oue la liéraure qui s apparene à cee lignée de ravaux éudes. 2

D un aure côé, nore éude présene l avanage de prendre en considéraion les développemens récens de l économérie des données de panel. Plusieurs ravaux présenen des jusificaions en faveur de l exisence de racine uniaire dans les séries de produi inérieur bru uilisées dans les différenes éudes économériques réalisées jusqu alors. Nous cions à ce effe les ravaux récens de Cheung e Lai (1999), Lee, Pesaran e Smih (1997) e Pedroni (1998 a, b). Habiuellemen, le passage aux variables en différences premières perme de remédier au problème de non-saionnarié. Cependan cee soluion souven uilisée dans les éudes empiriques anérieures présene l inconvénien d ignorer le problème de coinégraion. Les problèmes d endogénéié e de mulicolinéarié qui peuven survenir on éé corrigés. Ainsi les esimaeurs son asympoiquemen sans biais. Plus pariculièremen des esimaions en moindres carrés pleinemen modifiés e moindres carrés dynamiques on éé uilisés. Secion 1 : Les fondemens héoriques du modèle Le modèle que nous proposons dans cee secion consiue une exension (généralisaion) du modèle de Karras (1997) e de Bajo-Rubio e al. (2002). Nous parons de la foncion de producion agrégée suivane : Y = A F ( L, KP, KG ) (1) avec Y l oupu réel qui dépend des quaniés de capial privé KP, de capial public KG e du ravail L. A représene un indice du niveau de la echnologie. La foncion de producion vérifie les propriéés de coninuié e de dérivabilié d ordre 2 : = e Fxx= p0 pour X = LKPKG,, F F x f0 X 2 F X 2 A la différence de Karras (1997), nous supposerons que F es homogène de degré Z f ( Z p1) pour ous les faceurs. En d aures ermes, nous n émerons pas d hypohèses 3

sur la naure des rendemens d échelle pour les rois inrans. Les rendemens d échelle peuven donc êre croissans, consans ou décroissans en foncion de la valeur de Z. La foncion de producion par êe s écri : y z 1 = L A f ( kp, kg ) (2) avec X L x= consiuen les variables exprimées par êe pour X = Y, KP, KG avec fx f0 f ² f = e fxx p0 x x² = pour x = kp, kg La producion éan soi invesie soi consommée, on aura donc, en erme de capial par êe : kp = dk d = L z 1 A. f ( kp, kg ) c ( δ + n) kp τ (3) avec c la consommaion par êe, n le aux de croissance de la populaion e τ le aux d imposiion par êe qui es supposé financer l accumulaion du capial public du fai de la conraine budgéaire. Cee dernière es elle aussi exprimée par êe, elle s écri : kg = τ ( δ + n) kg (4) avec dkg kg = d le capial public es supposé se déprécier au même aux que le capial privé. D un aure côé, l agen représenaif maximise une foncion d uilié qui dépend de la consommaion par êe sur un horizon infini. 4

U = u c) e 0 ( d ρ (5) avec ρ le aux de préférence pour le emps e u c= f0 dc du. Cee foncion d uilié es conraine par (3) e (4) avec kp 0 e kg 0. 0 f 0 f La résoluion de ce problème d opimisaion passe par l Hamilonien qui s écri : H = u( c ) e + λ ( L A f ( kp, kg ) c ( δ + n) kp τ ) + λ ( τ ( δ + n) kg ) ρ z 1 1 2 Les condiions de premier ordre son : δ H δ c e ρ = λ1 = 0 δh = λ λ δτ 1 + 2= 0 δh δkp z 1 1 L A f kp λ1 ( δ + n) = 1 = λ λ δh δkg = λ z 1 1 L A f kg λ2 δ + n) ( = λ 2 A parir des rois premières condiions, on obien : uc uc = z 1 [ L A f ( δ + n) ] ρ kp (6) e c es ce qu on appelle la condiion d Euler. 5

A parir des rois dernières condiions, on obien : L A f z 1 z 1 kp = L A f (7) kg L 1 A f L 1 A z e z kp kg f représenen les producions marginales du capial public e du capial privé respecivemen qu on noera MPK e MPG. L équaion (6) représene la condiion d Euler qui implique que plus le produi marginal du capial (ne du aux de dépréciaion du capial e du aux de croissance de la populaion) par rappor au aux de préférence pour le emps es élevé, plus il es avanageux (bénéfique) de baisser le niveau de consommaion courane afin de profier d une croissance plus élevée plus ard. L équaion (7) affirme que la condiion d opimalié sipule que la producivié marginale de l accumulaion du capial privé doi êre égale à la producivié marginale du capial public. Une producivié marginale du capial public supérieure à celle du capial privé signifie que le capial public es fourni en quanié insuffisane par rappor au capial privé. Il convien de remarquer que la condiion d opimalié, (l égalisaion des produciviés marginales du capial public e du capial privé), coïncide avec la condiion déjà éablie par Karras (1997) mais généralisée ici pour n impore quel ype de rendemens d échelle pour ous les inrans de la foncion de producion. Secion 2 : Le modèle empirique Nous proposons un modèle simple où l économie es représenée par une foncion de producion qui inclu le capial public. Soi la foncion de producion suivane, reprise du modèle de Karras (1997) : Y = A F L KP, KG ) (1) (, 6

En différencian l équaion (1) par rappor au emps e en divisan par Y, on obien : dy = A F + A L L F KP F KG L( ) + K( ) + KG( ) L KP KP KG KG dy A F F F = + L+ KP+ K G A L KP KG Y Y = A F L F KP F KG + ( ) + ( ) + ( ) A L Y KP Y KG Y α= F ( L ) Soien L Y : l élasicié de la producion par rappor à l emploi ; F MPK = : la producivié marginale du capial e KP F MPG = : la producivié marginale des services publics d infrasrucure. KG Y A L KP KG = + α ( ) + MPK( ) + MPG( ) (3) Y A L Y Y Nous pouvons aussi écrire l équaion (3) en logarihmes, nous obenons : logy = log A + α log KG + βlog KP + γ log L + ε (4) 0 i i i i L esimaion empirique de l équaion (4) perme de eser les hypohèses suivanes liées à la producivié des services publics d infrasrucure. Les paramères à esimer éan α, β eγ. 7

Y Y Nous pourrons par la suie déerminer MPG e MPK avec MPG= α e MPK= β KG KP Y KG Y e représenen le produi moyen du capial public e privé respecivemen. KP H1 : Hypohèse nulle : MPG = 0 ; les dépenses publiques d infrasrucure ne son pas producives. Hypohèse alernaive : MPG > 0 : les dépenses publiques d infrasrucure son producives. La règle de Barro prévoi que la fourniure du service public par l Ea es opimale lorsque MPG = 1. L inuiion qui découle de cee règle es que les services publics son fournis de façon opimale lorsqu une augmenaion de leur fourniure de un dollar augmene l oupu exacemen de un dollar. Nous pouvons aussi eser l hypohèse selon laquelle le niveau de services publics fourni es opimal, soi : H 2 : Hypohèse nulle : MPG = 1 : Dans ce cas les dépenses publiques ne son ni surproduies ni sous produies. Hypohèse alernaive 1 : MPG < 1 : Il exise une surproducion de services publics. Hypohèse alernaive 2 : MPG > 1 : Il exise une sous producion des services publics. A. Analyse préliminaire : Dans cee secion, nous procédons à une analyse préliminaire de nore base de données. Dans une première éape nous présenerons nore échanillon, les différenes variables du modèle ainsi que les sources de nos données (1- Présenaion des données). Dans une deuxième éape, nous éudions les caracérisiques sochasiques des séries uilisées (2- les ess 8

de racine uniaires). Enfin, nous présenons les ess de coinégraion pour chaque pays de l échanillon (3- Analyse de la coinégraion dans chaque pays) 1. La présenaion des données Nore éude empirique couvre (compe, compore) 31 pays en développemen sur la période 1970 1998. Ce choix es moivé par la voloné de eser nore modèle sur un ensemble de pays représenaif de l ensemble des pays en développemen. Par ailleurs, l échanillonnage résule d une maximisaion dans le emps e dans l espace du nombre d observaions, à parir des données disponibles d invesissemen public e privé. La classificaion des économies que nous avons adopées es celle de la Banque Mondiale. Cee insiuion offre rois ypes de classificaion au sein des pays en développemen. Une première classificaion es faie selon le groupe de revenu. Les économies son disinguées selon le revenu naional bru par habian de 2002, calculé selon la méhode Alas 2 de la Banque Mondiale. Nous disinguons les groupes suivans : les pays à faible revenu 3, les pays à revenu moyen inférieur 4 e les pays à revenu supérieur 5. La deuxième classificaion caracérise la région géographique à laquelle apparien chaque pays 6. E enfin, la classificaion selon le aux d endeemen. Les deux crières de classificaion reenus son la valeur acuelle du service de la dee par rappor au RNB e la valeur acuelle du service de la dee par rappor aux exporaions. Ainsi, nous disinguons les pays rès endeés 7, les pays 2 Définiion de la méhode Alas de la Banque Mondiale 3 Pays à faible revenu : Pays ayan un revenu naional bru par êe égal à 735 $ ou moins. 4 Pays à revenu moyen inférieur : Pays ayan un revenu compris enre 736 $ e 2935 $. 5 Pays à revenu moyen supérieur : Pays ayan un revenu compris enre 2936 $ e 9075$. 6 Les différenes régions géographiques : Afrique Subsaharienne, Amérique Laine e Caraïbes, Asie du Sud, Asie de l Es e Pacifique, Moyen Orien e Afrique du Nord, 7 Pays rès endeés : Pays pour lesquels le raio de la valeur acuelle du service de la dee par rappor au RNB e le raio de la valeur acuelle du service de la dee par rappor aux exporaions son supérieurs aux seuils criiques de 80% e 220% respecivemen. 9

modérémen endeés 8 e les pays les moins endeés 9. La lise des pays ainsi que leur classificaion selon les rois crières de la Banque Mondiale es présenée dans le ableau 4.1 : 8 Pays modérémen endeés : Pays pour lesquels au moins un des deux raios ciés dépasse 60% du seuil criique. 9 Pays les moins endeés : Toues les aures économies classées comme à bas revenu e à revenu moyen son rangées dans ce groupe. 10

Tableau 4 1 : Classificaion des pays de l échanillon Pays Région Groupe Revenu Niveau d'endeemen 1 Argenine Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Très endeé Caraïbes 2 Bangladesh Asie du Sud Revenu faible Moins endeé 3 Brésil Amérique Laine e Revenu moyen inférieur Caraïbes Très endeé 4 Chili Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Moderaely indebed Caraïbes 5 Chine Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen inférieur Moins endeé 6 Colombie Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 7 Cosa Rcca Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen supérieur Moins endeé 8 Côe d'ivoire Afrique subsaharienne Revenu faible Très endeé 9 République Dominicaine Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 10 Équaeur Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Très endeé 11 Egype Moyen Orien e Afrique du Revenu moyen inférieur Nord Moins endeé 12 El Salvador Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 13 Guaemala Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 14 Inde Asie du Sud Revenu faible Moins endeé 15 Indonésie Asie de l'es e Pacifique Revenu faible Très endeé 16 Kenya Afrique Subsaharienne Revenu faible Modérémen endeé 17 Madagascar Afrique Subsaharienne Revenu faible Très endeé 18 Malawi Afrique Subsaharienne Revenu faible Très endeé 19 Malaisie Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen supérieur Modérémen endeé 20 Mexique Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen supérieur Moins endeé 21 Maroc Moyen Orien e Afrique du Revenu moyen inférieur Nord Moins endeé 22 Pakisan Asie du Sud Revenu faible Très endeé 23 Paraguay Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 24 Pérou Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Très endeé 25 Philippines Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 26 Afrique du Sud Afrique Subsaharienne Revenu moyen inférieur Moins endeé 27 Thaïlande Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 28 Tunisie Moyen Orien e Afrique Modérémen Revenu moyen inférieur du Nord endeé 29 Turquie Europe & Asie Cenrale Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 30 Uruguay Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Très endeé Caraïbes 31 Le Vénézuéla Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Moins endeé Caraïbes Les données brues on éé collecées à parir du cédérom de la Banque Mondiale (World Developmen Indicaors, 2002) e de la base de Nehru e Dhareshwar (IEC Capial Sock Daa) Il s agi de la formaion brue de capial fixe oale, e de la par de l invesissemen 11

privé dans l invesissemen oal. L invesissemen public es calculé comme la différence enre l invesissemen oal e l invesissemen privé. Toues les informaions on éé collecées en dollars consans, base 1995 afin de pouvoir procéder à des comparaisons inernaionales. Les séries de capial physique de 1970 à 1987 proviennen de la base de données de Nehru e Dhareshwar qui uilisen des données réelles en monnaie naionale, base 1987 qu ils converissen en dollar consans. Comme le fon noer Benhabib e Spiegel (1997), les déviaions de ces valeurs de la parié des pouvoirs d acha rends les esimaions de Nehru e Dhareshwar non fiables. Afin de pouvoir procéder à de réelles comparaisons inernaionales, nous avons calculé le capial physique en pourcenage du produi inérieur bru réel en monnaie naionale, base 1987. Nous muliplions par la suie cee valeur par le PIB en dollar consans, base 1995. Pour les années, plus récenes (1988-1998), nous avons eu recours à la base de données de la banque mondiale. Pour consruire une série de sock de capial à parir d une série de données sur la formaion de capial, nous avons uilisé la méhode de l invenaire permanen par le moyen de la procédure suivane : K δ = I+ ( 1 ) K 1 K mesure le sock de capial de l année, I représene la formaion brue de capial fixe de l année e δ le aux de dépréciaion du capial. Le aux de dépréciaion du capial éan variable enre les pays, nous avons supposé comme Herrera (2001) qu il es égal à 4 pour cen pour ous les pays de l échanillon. 2. Les ess de racine uniaire L éude des caracérisiques sochasiques des séries emporelles uilisées dans les éudes en panel a longuemen éé ignorée. Les ravaux récens de Banerjee (1999) e Balagi e Kao (2000) présenen des développemens récens dans l économérie des données de panel qui on pariculièremen révoluionné l éude des racines uniaires e de la coinégraion des données de panel. Les ess de racine uniaire les plus uilisés par la liéraure récene on 12

éé proposées par Levin e Lin (1992,1993), Im, Pesaran e Shin (1995, 1997), Harris e Tzavalis (1999), Maddala e Wu (1999) e Breiung (2000). L ensemble de ces ess pose l hypohèse nulle de non-saionnarié (ou en d aures ermes, de présence de racine uniaire) qu ils esen conre des hypohèses alernaives de saionnarié. Nous commencerons donc nore analyse par l éude des caracérisiques sochasiques des différenes séries uilisées dans nore modèle empirique. Nous présenons dans ce qui sui les résulas de l éude de saionnarié pour les différenes séries uilisées dans nore modèle. Nous nous limierons à la présenaion des ess de Im, Pesaran e Shin (1997) que nous appellerons IPS_97 ainsi que les ess de Harris e Tzavalis (1999) auxquels nous ferons référence par HT_99. Les dix ess de Levin e Lin (1992, 1993) donnen des résulas similaires. Nous avons choisi de ne pas les présener pour des raisons de brièveé (afin d évier la répéiion) surou qu ils confirmen les résulas des aures ess reenus. Le résula des ess de racine uniaire pour les quare variables uilisées dans nore régression son présenés dans le ableau 4.2 : Tableau 4.2.a. Tes de Racine uniaire pour la variable log PIB Nom du Tes IPS_97 (a) IPS_97 (b) Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje 2,513 0,005 + ηi -3,521 0,000 HT_1 0,189 0,425 HT_2 HT_3 4,266 0,000 + ηi -27,354 0,000 13

Tableau 4.2.b. Tes de Racine uniaire pour la variable log KP Nom du Tes Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje IPS_97 (a) IPS_97 (b) 8,266 0,000 + ηi 3,271 0,000 HT_1 0,458 0,323 HT_2 HT_3-0,026 0,489 + ηi -27,231 0,000 Tableau 4.2.c. Tes de Racine uniaire pour la variable log KG Nom du Tes Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje IPS_97 (a) IPS_97 (b) -3,692 0,000 + ηi -3,223 0,000 HT_1-0,013 0,494 HT_2 HT_3-14,959 0,000 + ηi -27,058 0,000 Tableau 4.2.d. Tes de Racine uniaire pour la variable log L Nom du Tes Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje IPS_97 (a) IPS_97 (b) 6,985 0,000 + ηi 2,907 0,002 HT_1 0,190 0,424 HT_2 HT_3 5,004 0,000 + ηi -27,354 0,000 14

Les résulas de la plupar des ess de racine uniaire ne nous permeen pas de rejeer l hypohèse nulle selon laquelle chaque pays a une racine uniaire pour oues les séries exprimées en logarihmes. Comme nous pouvons le remarquer, cerains ess laissen croire pouran le conraire. Il exise en effe une ceraine ambiguïé dans les résulas. La première version du es de Harris e Tzavalis (HT_1) donne des résulas conradicoire avec ceux de la deuxième e de la roisième version du modèle ainsi que du es IPS pour oues les séries analysées. Des résulas similaires apparaissen aussi avec la deuxième version du modèle (HT_2, qui inrodui des effes fixes emporels e individuels) pour la variable log KG. Harris e Sollis (2003) soulignen aussi l ambiguïé de l inerpréaion des résulas des différens ess de racine uniaire. En effe, les aueurs noen que malgré le reje de l hypohèse nulle de non-saionnarié dans la majeure parie des cas pour les séries qu ils éudien, ces ess resen sensibles à l inroducion (inclusion) d effes fixes individuels e d effes fixes individuels e emporels dans le modèle esimé, qui peuven alérer la capacié des ess à rejeer l hypohèse nulle. Harris e Sollis précisen aussi que les différens ess de racine uniaire présenen l inconvénien de ne pas donner de résulas irrévocables, bien qu en praique, la endance es au reje de l hypohèse d exisence de racine uniaire dans les séries lorsque les ess sur données individuelles (par pays) ne réussissen pas à rejeer l hypohèse de non saionnarié. Les ess de racine uniaire des différenes séries réalisées pour chaque pays ne permean pas de ne pas rejeer l hypohèse nulle de non-saionnarié, nous admerons alors que les données en panel ne son pas saionnaires. Les problèmes liés à la présence de racines uniaires peuven êre palliés en passan les séries en différences premières. Cependan cee procédure n es pas valable pour esimer les relaions de long erme lorsque les séries son coinégrées. B. Les ess de coinégraion sur données de panel Il es imporan de signaler qu en l absence de coinégraion, il es possible d évier les problèmes relaifs aux régressions fallacieuses lorsque les séries ne son pas saionnaires. Dans ce cas, il suffi de différencier les séries non-saionnaires e de procéder à 15

l esimaion avec les variables modifiées (Garcia-Mila e al., 1996). Cependan, si les variables en quesion son coinégrées, l esimaion du modèle en différence es erronée puisque le modèle ignore les informaions de long erme conenues dans les variables en niveau. Nous présenons dans un premier emps les caracérisiques des ess de coinégraion sur données de panel e les résulas de ces ess sur nore panel. 1. Présenaion des ess de coinégraion : Pedroni (1995, 1997, 1998, 1999) présene les propriéés des régressions fallacieuses de panel e élabore des modèles pour eser l'hypohèse nulle d absence de coinegraion pour les panels homogènes e héérogènes. Les ess de coinégraion des panels de Pedroni représenen une exension du modèle de Engle e Granger (1987). 2. Analyse de la coinégraion dans le panel ////////////////////////////////// Tes de Pedroni (1999) Panel- ν Panel ρ Panel (non paramérique) Panel (paramérique) Group ρ Composane déerminise Saisique du es* -0.99721 0.54863-2.23852-2.70140 1.96447 16

Group (non paramérique) Group (paramérique) Panel ν Panel ρ Panel (non paramérique) Panel (paramérique) Group ρ Group (non paramérique) Group (paramérique) -1.87292-2.91741 + ηi -0.49007 + ηi 1.61125 + ηi -1.24842 + ηi -1.94946 + ηi 3.02543 + ηi -0.58593 + ηi -3.62060 *Tous les ess saisiques de Pedroni son asympoiquemen disribués sous la loi Normale sandard. Les ess Panel- ν uilisen la parie posiive alors que ous les aures ess la négaive. Les ess de coinégraion de Pedroni fon apparaîre des résulas mixes. Parmi les quaorze ess élaborés, seuls permeen de rejeer l hypohèse nulle d absence de coinégraion. Harris e Sollis (2003) renconren une ambiguïé au niveau des résulas semblable à la nore lors de l applicaion des ess de coinégraion de Pedroni (1999) à l exemple de Kao e al. (1999) (voir réf dans np1.3). Parmi les dix hui ess, seuls cinq ess son significaifs e permeen le reje de l hypohèse nulle. Selon ces mêmes aueurs, éan donné que la saisique group- paramérique (qui correspond à la saisique groupe-adf) compe parmi les plus fiables, nous pouvons admere que les résulas des ess de coinégraion nous auorisen à rejeer l hypohèse nulle d absence de coinégraion. L exisence d une relaion de coinégraion enre le PIB e les infrasrucures implique la nécessié d uiliser un mécanisme de correcion d erreur, avec au moins l ajusemen d une variable afin de garder l équilibre de long erme inac (inchangé). Une explicaion simple de la relaion de coinégraion es que celle-ci provien (émane) d une force exogène el que le progrès echnique qui simule la croissance économique e perme au capial physique public de s adaper au niveau du PIB à ravers un mécanisme de demande. En effe, la demande 17

de consommaion des infrasrucures s accroî avec l amélioraion du niveau de vie de la populaion. Cependan, comme l illusre ce exemple, l exisence d une relaion de coinégraion, en ellemême, n explique pas nécessairemen que la causalié foncionne dans le sens opposé ; c es à dire, de l infrasrucure vers le PIB de long erme. La demande d infrasrucure à des fins de consommaion ne conribue héoriquemen pas à la mise en place d une relaion de coinégraion sur le long erme enre le PIB e le capial physique public. C. Présenaion e inerpréaion des résulas : Une fois les relaions de coinégraion mises en évidence, nous procédons à une brève présenaion des propriéés des différenes méhodes d esimaion uilisées pour les panels coinégrés. Nous porerons en pariculier nore aenion sur la méhode des moindres carrés ordinaires, la méhode des moindres carrés pleinemen modifiés e enfin sur la méhode des moindres carrés dynamiques 10. Enfin, nous présenons les résulas de ces ess pour nore échanillon. 1. OLS, FMOLS e DOLS Les propriéés asympoiques des esimaeurs des coefficiens des régressions e les ess saisiques associés aux panels coinégrés son différens de ceux des modèles de régressions des séries emporelles. Ces différences apparaissen dans les ravaux récens de Kao e Chiang (2000), Philips e Moon (1999a) e Pedroni (1996). Les modèles de panels coinégrés on éé consruis dans la perspecive d éudier les quesions qui poren ypiquemen sur les relaions économiques de long erme renconrées dans les séries (données) macroéconomiques e financières. Ces relaions on éé prédies par la héorie économique, d où la nécessié 10 Kao C. e M.-H. Chiang (2000), «On he Esimaion and Inference of a Coinegraed Regression in Panel Daa», In B. H. Balagi, édieur, Advances in Economerics, Vol. 15, Elsevier Press. 18

d esimer les coefficiens de ces régressions afin de vérifier la validié des résulas héoriques. Kao e Chen (1995) monren que l esimaion des panels coinégrés par les MCO es asympoiquemen normale mais demeure asympoiquemen biaisée. Chen, McCoskey e Kao (1999) examinen les propriéés de l esimaeur des MCO pour un échanillon fini. Ils rouven que la correcion du biais de l esimaeur des MCO n améliore pas la qualié de l esimaion en général. Leurs résulas suggèren que les modèles alernaifs els que les MCO pleinemen modifiés e l esimaeur des MCO dynamiques peuven êre plus inéressans. L esimaion par les moindres carrés pleinemen modifiés consiue une approche non paramérique qui corrige effes des paramères de nuisance apparenan à disribuion inconnue des erreurs du modèle alors que l esimaion par les MCO dynamiques es une approche paramérique dans laquelle les ermes reardés en différences premières son esimés de façon explicie. La liéraure offre des argumens (résulas) conradicoires concernan les avanages e les inconvéniens des différenes méhodes d esimaion des panels coinégrés, ce qui rend difficile le choix de la méhode appropriée. Kao e Chiang (2000) on éudié les caracérisiques des rois esimaeurs pour un échanillon fini. Les conclusions de leurs invesigaions peuven êre résumés dans les rois poins suivans. Ils on rouvé que (i) l esimaeur des MCO présene un biais non négligeable dans le cas des échanillons finis, (ii) l esimaeur des MCO pleinemen modifiés n améliore pas la qualié de l esimaion en comparaison avec l esimaeur des MCO dynamiques, e enfin (iii) l esimaeur des MCO dynamiques pourrai êre plus promeeur que les MCO e les MCO pleinemen modifiés dans l esimaion des régressions des panels coinégrés. Au conraire, Pedroni (2000) présene des argumens en faveur des MCO pleinemen modifiés. Balagi e Kao (2000) e Harris e Sollis (2003) soulignen l absence d argumens héoriques fiables en faveur de l une ou l aure des différens esimaeurs. Nous présenerons donc dans la secion suivane les résulas des esimaions de nore modèle par les rois esimaeurs les plus uilisés dans la liéraure empirique récene. 19

1- Présenaion des résulas de l esimaion MCO MCO Pleinemen Modifiés MCO Dynamiques Kp 0,32 0,736 0,659 (29,96) (35,9) (28,134) Kg 0,06 0,18 0,134 (12,43) (23,87) (15,91) L 0,927 1,069 0,931 (42,27) (17,473) (13,58) R² ajusé 0,881 0,428 0,319 Nous remarquons que le sock de capial public conribue de manière significaive e posiive à la croissance du PIB, avec une élasicié environ deux fois inférieure à celle du capial privé. Ce consa confirme les résulas de Dessus e Herrera (1996) qui on analysé le rôle du capial public dans la croissance des pays en développemen au cours des années 80. A ce niveau de l analyse, il nous es possible de déduire des esimaions précédenes une évaluaion des rémunéraions facorielles, e plus précisémen pour ce qui nous occupe ici, de la rémunéraion du capial public, un aux de renabilié implicie annuel du capial qui correspond à la producivié marginale induie de ce faceur dans le panel peu en effe êre calculé à parir de la valeur de l élasicié du produi par rappor à ce sock, α e β e du coefficien du capial public. Les produciviés marginales du capial public e privé son désignées respecivemen par MPG e MPK e son donnés formellemen par : Y Y MPG = = α KG KG Y Y MPK = = β KP KP 20

Y Le calcul du coefficien du capial privé nous donne : =3,265 e le coefficien du capial KP Y privé correspond à =3,376. KG MCO MCO Pleinemen Modifiés MCO Dynamiques MPK 1,045 2,403 2,152 MPG 0,225 0,677 0,54 2. Inerpréaion des résulas 2.1. Es-ce que le capial public d infrasrucure es producif? Première hypohèse : H0 : MPG=0 KG non producif H1 : MPG>0 KG producif Nous commencerons l inerpréaion de nos résulas en éudian la première hypohèse. Cee hypohèse nous perme de voir si les dépenses publiques en capial son producives ou non dans les pays de nore échanillon. Selon cee hypohèse, une producivié marginale du capial public supérieure à zéro vérifie que les dépenses publiques en capial son bien producives (MPG es compris enre 0,225 e 0,677 selon la méhode d esimaion reenue). La conribuion posiive e saisiquemen significaive du capial public apparaî clairemen avec la valeur obenue de la producivié marginale du capial privé (MPK = 0,61). Ces résulas son rès proches de ceux de Herrera (2001) qui a relevé une élasicié du produi par rappor au capial public correspondan à un peu plus de la moiié de l élasicié du produi par rappor au capial privé. 21