DIRCTION D LA PRÉVISION LS DPNSS T RCTTS D VOYAGS D LA RANC : une modélisation par la méthode des VAR cointégrés Olivier ALLAIN, Marie-Laure CHVAL, Hélène RKL-ROUSS Document de travail Juin 2001
LS DPNSS T RCTTS D VOYAGS D LA RANC : une modélisation par la méthode des VAR cointégrés Olivier ALLAIN Marie-Laure CHVAL Hélène RKL-ROUSS Document de travail Juin 2001 Ce document de travail n engage que ses auteurs. L obet de sa diffusion est de stimuler le débat et d appeler commentaires et critiques. MINISTR D L CONOMI DS INANCS T D L INDUSTRI Direction de la Prévision 139, rue de Bercy - 75572 - PARIS Cedex 12
Sommaire Résumé / Abstract 3 Introduction 5 I - La place des échanges touristiques de la rance 6 II - La modélisation des dépenses et recettes de voyages 9 II.1 - Le modèle théorique 9 II.2 - Les spécifications économétriques 12 II.3 - La méthode économétrique 14 III - L équation des dépenses de voyages 15 III.1 - L équation de long terme des dépenses de voyages en valeur 16 III.2 - L équation dynamique des dépenses de voyages en valeur 16 IV - L équation des recettes de voyages 20 IV.1 - L équation des recettes de voyages en provenance de la zone dollar 22 IV.2 - L équation des recettes de voyages en provenance de la zone hors dollar 24 Conclusion 26 Annexe 1 - Données de cadrage 27 Annexe 2 - Les tests de racines unitaires 29 Annexe 3 - Rappel : la méthode de Johansen 31 Annexe 4 - L équation des dépenses de voyages 33 Annexe 5 - L équation des recettes de voyages en provenance de la zone dollar 35 Bibliographie 37
Résumé La relative rareté des modélisations des flux de voyages internationaux dans la littérature contraste fortement avec l abondance des publications concernant des équations d échanges de produits manufacturés. La moindre disponibilité de données est sans doute à l origine de ce phénomène. Il n en reste pas moins que les voyages (et notamment le tourisme) constituent un poste de tout premier ordre dans les échanges internationaux. Ce secteur mérite donc des efforts soutenus en matière de modélisation. Dans cet article, nous présentons des équations trimestrielles de recettes et de dépenses de voyages internationaux de la rance sur la période 1973-1997, utilisables en prévision, et alimentées par les données issues du poste «voyages» de la balance des paiements. Si la facture de notre modèle est en partie classique (nous retenons des effets de revenu, de prix et de change ; nous effectuons un zonage par région des flux de voyages), notre modèle économétrique a le mérite de reposer sur des fondements théoriques clairement explicités, à partir de fonctions d utilité à trois niveaux. Au premier niveau, le consommateur arbitre entre les dépenses de voyages et les autres consommations ; au deuxième niveau, il effectue un choix entre le tourisme national et les voyages à l étranger ; enfin, s il part à l étranger, il sélectionne la destination de son voyage. D autre part, les équations présentées sont estimées au moyen de techniques d économétrie des séries temporelles permettant de traiter la présence de processus non stationnaires dans les différentes équations du modèle. Mots-clés : recettes et dépenses de voyages, tourisme, échanges, compétitivité prix et changes, VAR cointégrés. Classification JL : C510, 140. Abstract The relative scarcity of models of international travel flows in the literature contrasts sharply with the abundance of publications on manufacturingtrade equations. This discrepancy is quite probably due to the lesser availability of data. Yet travel particularly tourism is a key component of international trade, and so deserves intensive modeling efforts. In this article, we report quarterly equations for rance's international-travel receipts and expenditures in 1973-97. These equations can be used for forecasting purposes, and are fed by data drawn from the travel item in the balance of payments. Our econometric model is partly classical in its construction, as we incorporate income, price, and exchange-rate effects, and we break down travel flows by region. But the model's specific strength is that it rests on clearly articulated theoretical foundations, starting with three-level utility functions. At the first level, the consumer chooses between travel expenditures and other consumptions; at the second level, the consumer chooses between national tourism and travel abroad; at the third level, if the choice is to travel abroad, the consumer selects the destination. In addition, the equations described here are estimated by means of econometric time-series techniques that allow the inclusion of nonstationary processes in the model equations. Keywords: travel receipts and expenditures, tourism, trade, price and exchange-rate competitiveness, cointegrated VARs. JL Classification: C510, 140. 3
Introduction Si de nombreux services sont qualifiés «de proximité», d autres se traduisent par le déplacement du consommateur, du producteur, voire des deux à la fois (1). Lorsque ces déplacements sont transfrontaliers, ils génèrent des échanges entre pays. C est en particulier le cas des voyages internationaux. Le total des échanges internationaux de services de la zone OCD (2) représente, en moyenne sur la période 1970-1996, plus de 17 % des opérations courantes. La structure de ces échanges s est bien sûr modifiée à travers le temps (Cf. Annexe 1). La composante la plus dynamique les autres services privés a vu sa part dans les échanges passer de 22,2 % en 1970 à 40,7 % en 1996. La part des voyages a également augmenté (de 24,7 % à 30,6 %), tandis que celles des transports et des services gouvernementaux ont toutes deux diminué (passant respectivement de 38,8 % à 25,0 % et de 14,3 % à 3,7 %). D après les estimations du Conseil Mondial des Voyages et du Tourisme (3), ces deux activités ont représenté 11,7 % du PIB mondial et 11,3 % de l investissement en 1999 ; en outre, elles ont employé un salarié sur huit dans le monde. Il importe donc aux pays de bien se positionner dans le secteur du tourisme international, source d échanges et d emplois. De ce point de vue, la rance se place très bien, que ce soit à l aune du nombre d arrivées de touristes à sa frontière, des flux monétaires générés par ces entrées ou des emplois qui en résultent. Tout d abord, en 1999, la rance a été, comme les années précédentes, la première destination touristique avec 73,0 millions d arrivées (sur un total mondial de 645,1 millions (4) ), suivie par l spagne (51,7 millions d arrivées), les tats-unis (48,5 millions d arrivées), l Italie (36,1 millions d arrivées) et le Royaume-Uni (25,7 millions d arrivées). n outre, touours en 1999, avec des recettes brutes au titre du tourisme international d un montant total de 31,7 milliards de dollars (sur un total mondial de 416,5 milliards de dollars), la rance arrivait en troisième position derrière les tats-unis (74,5 milliards de dollars) et l spagne (32,9 milliards de dollars), mais devant l Italie (1) Cf. la typologie des services proposée par Sapir et Winter [1994]. (2) Somme des recettes et des dépenses. (3) Source : World Travel and Tourism Council et WA [1999]. (4) Source : Organisation mondiale du tourisme, http://www.world-tourism.org/. (28,4 milliards de dollars) et le Royaume-Uni (21,0 milliards de dollars). Mieux encore, malgré des dépenses en voyages élevées, la rance fait partie des pays bénéficiaires du tourisme (14,0 milliards de dollars en 1999). lle se distingue en cela des pays excédentaires à dépenses faibles (spagne, Hongkong ou Turquie), des tats fortement déficitaires (Allemagne ou Japon) et des pays faiblement déficitaires (pays scandinaves). nfin, en 1993, 1 200 000 emplois français étaient liés au tourisme international (soit 4,8 % de la maind œuvre totale) dont 895 000 directement et 305 000 indirectement (5). Compte tenu du poids du tourisme dans l économie française, disposer d une modélisation économétrique des recettes et dépenses touristiques paraît indispensable afin de mieux comprendre les évolutions passées et de se donner les moyens de réaliser des prévisions à un horizon de quelques années. On captera ces recettes et dépenses à travers le poste «voyages» de la balance des paiements. Le support théorique de notre modélisation est constitué par une fonction d utilité à trois niveaux : le consommateur opère d abord un arbitrage entre les dépenses de voyages et les autres consommations ; il effectue ensuite un choix entre le tourisme national et les voyages à l étranger ; enfin, s il décide de partir à l étranger, il sélectionne la destination de son voyage. Cette formulation permet, de façon classique, d expliquer les dépenses et les recettes de voyages par des effets de revenu, de prix et de change (6). Surtout, elle fournit une assise théorique aux choix des pondérations qui interviennent dans les calculs des indicateurs de revenu et de compétitivité. Sur le plan économétrique, contrairement à de nombreux modèles antérieurs (7), nous remplaçons les modèles en niveau estimés par les moindres carrés ordinaires (MCO), qui conduisent à des «régressions fallacieuses» lorsque les séries étudiées ne sont pas stationnaires, par des (5) Source : OMC [1998]. (6) Cf. Witt et Witt [1995] pour une revue de littérature consacrée à la modélisation du tourisme, ainsi que Song, Romilly et Liu [2000] pour des références plus récentes à cet égard. (7) Cf. Coulomb [1988] ou Guégano et Parpaillon [1992a, 1992b] pour la rance. Pour d autres pays, Cf. par exemple Gonzalez et Moral [1995], Smeral et Witt [1996] et surtout Witt et Witt [1995] et Song, Romilly et Liu [2000] pour de nombreuses autres références. L application à des équations de tourisme de techniques de l économétrie moderne des séries temporelles (tests de racine unitaire, VAR, CM et VCM ) est néanmoins de plus en plus fréquente Cf. par exemple Kulendran et King [1997], Lim et McAleer [2000] et Song, Romilly et Liu [2000]. 5
«modèles à correction d erreur» de type VAR cointégrés. Outre qu ils apportent une solution aux problèmes de régressions fallacieuses, ces modèles permettent de distinguer les relations de long terme et de court terme des séries étudiées : les variations de court terme sont en effet susceptibles d entraîner des écarts par rapport à l équilibre de long terme, écarts qui se résorbent plus ou moins vite selon l importance de la force de rappel vers la cible de long terme. La première partie de cet article décrit l évolution récente des échanges touristiques français à partir du poste «voyage» de la balance des paiements. La deuxième présente le modèle théorique servant de base aux estimations, les spécifications économétriques et les tests de racines unitaires. Les deux dernières parties sont consacrées à la présentation des résultats économétriques. I - La place des échanges touristiques de la rance Nous utilisons les données relatives au poste «voyages» de la balance des paiements, qui concerne non des flux de touristes mais des flux monétaires. Ces derniers sont comptabilisés par la méthode des règlements : lorsqu un français achète des livres sterling contre des francs français, cette opération est enregistrée comme une dépense de la rance au bénéfice du Royaume-Uni ; à l inverse, lorsqu un britannique achète des francs français contre des livres, l opération est assimilée à une recette pour la rance en provenance du Royaume- Uni. Cette méthode présente un avantage évident : le recueil des données concernant les voyages est moins onéreux lorsqu il résulte de l activité quotidienne des banques que lorsqu il nécessite la mise en place d une enquête particulière (8) ; ce faisant, il est assez facile de disposer de données homogènes concernant une période suffisamment longue pour qu une analyse économétrique sur séries temporelles puisse être envisagée. Cependant, la méthode des règlements rencontre trois principales limites (9). Tout d abord, parmi les transactions recensées à l aide de cette méthode, (8) Comme c est le cas aux tats-unis, au Canada ou au Royaume-Uni, où ce sont des méthodes par estimation reposant en partie sur des enquêtes aux frontières qui prévalent. (9) Voir également Besnard [1996]. Soulignons en outre que la fiabilité des chiffres relatifs à la balance des paiements risque d être remise en cause avec le passage en 2002 à l euro. Voir sur ce point Comité des Statistiques Monétaires, inancières et de Balance des Paiements [1999]. certaines n ont aucun rapport avec le tourisme (10). n outre, les dépenses de transport effectuées pour se rendre à l étranger ne sont généralement pas prises en compte dans la ligne «voyage» de la balance des paiements car elles ne donnent pas lieu à une opération de change. Une des composantes essentielles de la dépense touristique disparaît ainsi de notre analyse. nfin, la méthode des règlements expose au risque d une ventilation erronée des recettes et des dépenses par pays. n effet, selon cette méthode, la nationalité de l individu qui réalise une transaction est assimilée à celle de la devise qu il vend et la destination de son voyage à la devise qu il achète (11). Dès lors, deux écueils apparaissent. D une part, un certain nombre de touristes (comme les aponais ou les canadiens) privilégient l utilisation du dollar américain lors de leurs voyages ; ils sont donc à tort recensés comme américains, ce qui conduit à surestimer le poids des tats-unis dans les recettes de la rance. D autre part, la place de Zurich ouant un rôle important dans l approvisionnement des banques de plusieurs pays européens (12), le poids de la Suisse dans les recettes touristiques de la rance apparaît surestimé alors que celui des pays qui s approvisionnent en Suisse (l Allemagne, la Belgique, les Pays-Bas, etc.) est sous-estimé. Néanmoins, dorénavant, nous utiliserons les concepts de tourisme et de voyages indifféremment, même si nous traiterons en toute rigueur de voyages au sens de la balance des paiements. Par souci de pertinence, nous avons introduit un zonage des recettes touristiques. Ainsi, selon leur pays d origine, les étrangers voyageant en rance relèvent soit de la zone «dollar» qui comprend les tats-unis, le Canada et le Japon (13), soit de la zone «hors dollar», complémentaire de la première. Cela permet d abord de minorer les effets pour nos estimations d une ventilation erronée des recettes et des dépenses par pays due à la méthode des règlements. n outre, on prend ainsi acte de (10) Il peut par exemple s agir de voyages d affaire ou, pour les habitants des régions frontalières, d achats de biens réalisés à l étranger pour une consommation n ayant aucun rapport avec l activité touristique. (11) Ainsi, lorsqu un individu achète des francs français contre des livres, la méthode des règlements fait l hypothèse qu il s agit d un britannique voyageant en rance. (12) Ainsi, lorsqu un allemand achète des francs français auprès de sa banque, celle-ci peut se fournir en francs français à Zurich. La transaction entre deutsche Marks et francs français donne alors lieu à une double transaction : entre deutsche Marks et francs suisses, puis entre francs suisses et francs français. (13) Nous incluons le Canada et le Japon dans la zone dollar car les touristes de ces deux pays utilisent maoritairement le dollar américain pour voyager. 6
l importance des fluctuations du dollar au cours de la période d estimation retenue (1973-1997) (14). Pour la rance, les voyages correspondent au premier poste excédentaire du secteur des services (soit 67,1 % du solde des invisibles) et cet excédent représente 34,7 % de l excédent courant en 1999. La prépondérance des voyages dans les flux d échanges de services s est affirmée depuis la moitié des années soixante-dix, où leur excédent représentait 7,3 % du solde des services, alors que reculaient les soldes liés aux grands travaux, à la coopération technique, etc. Certaines années, l excédent du poste «voyages» a même représenté près d 1 point du PIB. Les recettes, les dépenses et le solde du poste «voyages» de la balance des paiements sont représentés sur la igure 1. On note que les évolutions de l excédent sont liées aux variations des recettes davantage qu à celles des dépenses (qui sont très lisses). 250 200 150 100 50 igure 1 : Le poste «voyages» de la balance des paiements française Recettes Dépenses Solde Recettes (zone dollar) 0 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 en milliards de francs courants 1997 1999 Source : Banque de rance et Datastream. Les bons résultats touristiques résultent pour l essentiel d une première dynamique intervenue au début des années quatre-vingt, d une seconde intervenue entre 1988 et 1992 puis d une dernière prenant place à partir de 1996 (Cf. igures 1 et 2). La première semble étroitement liée à l évolution du cours du dollar : la forte montée du billet vert entre 1980 et 1985 aurait favorisé les recettes en provenance de la «zone dollar» ; le repli de la devise américaine survenu entre 1985 et 1988 aurait fortement contribué à la baisse de l excédent sur cette zone. Le cours du dollar, en moyenne plus stable à compter de 1988, ne semble pas ouer un rôle déterminant lors de la seconde période de croissance (1988-1992). Les recettes en provenance de la zone dollar ont en effet peu varié au cours des dix dernières années. Plus généralement, la période 1988-1992 est caractérisée par une assez forte stabilité des changes. Les raisons du dynamisme des voyages semblent devoir être trouvées ailleurs, éventuellement dans l amélioration de l offre consécutive à la croissance des investissements de l industrie hôtelière et aux efforts de promotion à l étranger du tourisme en rance (15). L évolution des changes a toutefois pu continuer à ouer un rôle important puisque la stabilisation des recettes observée entre 1992 et 1996 correspond à une période durant laquelle la concurrence de l spagne et de l Italie est particulièrement forte, suite à la dépréciation de la peseta et de la lire. Cette stabilisation des recettes correspond également à une période de faible croissance, voire de récession, pour plusieurs pays du continent. La nouvelle accélération des recettes à partir de 1996 pourrait correspondre à une nouvelle dépréciation (14) Le dollar s échangeait, en moyenne trimestrielle, contre 4,084 R à son plus bas niveau en 1975-2 et usqu à 9,952 R à son plus haut niveau en 1985-1. (15) Ces deux dimensions sont notamment mises en avant par Daan [1995, p. 26]. 7
du franc par rapport au dollar et au niveau élevé de l activité économique aux États-Unis. Au contraire, la crise asiatique s est traduite par une baisse des recettes dans cette zone. Si l organisation de la Coupe du monde de football en 1998 n a pas eu d effet significatif sur le volume global des recettes en uin et uillet, elle a sans doute contribué à l amélioration générale, compte tenu de l étalement des paiements des voyagistes au premier semestre et du bénéfice en image qu en a retiré la rance. Bénéficiant d importants gains de pouvoir d achat en 1998, les résidents ont accru leurs dépenses principalement en direction des États-Unis et de l Italie. igure 2 : Taux de croissance annuel des recettes et dépenses de voyages de la rance, en millions de francs 34% 29% recettes dépenses 24% 19% 14% 9% 4% -1% -6% 1975-74 1976-75 1977-76 1978-77 1979-78 1980-79 1981-80 1982-81 1983-82 1984-83 1985-84 1986-85 1987-86 1988-87 1989-88 1990-89 1991-90 1992-91 1993-92 1994-93 1995-94 1996-95 1997-96 1998-97 1999-98 Source : Balance des paiements française ; recettes et dépenses exprimées en francs courants. Les flux touristiques français se caractérisent par une forte concentration sur quelques pays européens, auxquels s aoutent les tats-unis (Cf. igure 3). n 1999, les quatre principaux pays d origine des touristes étrangers (tats-unis, Royaume-Uni, Allemagne, Suisse) contribuent à près de la moitié des recettes de voyages françaises. n outre, les pays d urope (U15 Norvège Suisse) représentent 68,2 % de l ensemble de ces recettes, ce qui reflète la prédominance d un tourisme de proximité. Les tats-unis se détachent nettement dans ce classement (15,6 % des recettes), suivis de loin par la Suisse (9,0 % des recettes), mais la part de ces pays est surestimée du fait des méthodes de recensement employées. La part du Japon reste faible (2,4 %) mais sa croissance mérite d être soulignée dans la mesure où le niveau moyen des dépenses par touriste aponais est élevé, à l instar des dépenses par tête des touristes américains. Du côté des dépenses françaises, la concentration (16) Les mêmes évolutions ont été constatées pour l Italie, mais pas pour le Royaume-Uni, l affaiblissement de la livre sterling (en 1992 et 1995) ne semblant pas avoir stimulé les voyages de résidents français vers ce pays. n revanche, la dépréciation du R vis-à-vis de la monnaie anglaise à partir de 1996 a correspondu à un net recul de la valeur des est à peu près équivalente : les six principaux pays de destinations comptent pour 63,9 % en 1999 (contre 66,5 % pour les recettes). Les tats-unis, qui représentent 18,9 % des dépenses, constituent la première destination touristique des français. Toutefois, les flux américains sont légèrement maorés dans la mesure où ils incluent une part des opérations effectuées avec des pays tiers (et non européens). Le poids de l urope telle que définie antérieurement y est également moins important (62,1 % de l ensemble). L spagne, qui occupe la deuxième place avec 12,6 % des dépenses françaises de voyages, est la première destination européenne des français. Malgré une relative saturation de l offre et une hausse des prix espagnols, les dévaluations de la peseta (en 1992/93 et 1995) ont attiré les voyageurs français (16). nfin la place importante de l Allemagne (avec 9,4 % des dépenses totales) tient d une part au poids des déplacements dans les zones frontalières, d autre part à une proportion un peu plus forte du voyage d affaires. dépenses françaises au Royaume-Uni ( 24,5 % entre 1997 et 1999). Cependant, l appréciation de la lire italienne par rapport au R à partir de 1996 n a pas empêché la croissance des dépenses françaises en Italie (de 65,0 % en valeur entre 1996 et 1999). 8
Notons que les positions relatives des principaux partenaires touristiques de la rance n ont pas évolué de façon importante au cours de ces dernières années. Quant aux destinations plus «exotiques» et aux nouveaux pays touristiques, ils ne totalisent que des poids relativement faibles, poids qui sont cependant sous-estimés compte tenu de l usage partiel du dollar dans ces régions (Asie du Sud-st, Amérique latine, PCO). igure 3 : Partenaires de la rance dans les échanges de «voyages», en millions de francs courants 1999 Part dans les recettes de voyages de la rance Part dans les dépenses de voyages de la rance Reste du Monde 22% tats-unis 16% Reste du Monde 28% tats-unis 19% Japon 2% spagne 4% Pays-Bas 6% Belgique 8% Italie 8% Suisse 9% Royaume- Uni 13% Allemagne 12% Luxembourg 2% Portugal 2% Belgique 4% Suisse 5% Royaume-Uni 6% Allemagne 9% Italie 12% spagne 13% Source : Banque de rance. II - La modélisation des dépenses et recettes de voyages On présente ici le modèle théorique qui sert de support aux spécifications économétriques testées dans la suite. Plus précisément, on replace la dépense en voyage dans un raisonnement plus large d optimisation de l utilité sous contrainte de revenu. De cette manière, on donne un fondement théorique à la spécification économétrique retenue, en particulier aux différentes pondérations utilisées par la suite. II.1 - Le modèle théorique On modélise les choix en matière de voyages d un consommateur représentatif du pays à l aide d une fonction à trois niveaux. Tout d abord, le consommateur effectue un premier choix entre les voyages et les autres consommations à travers une fonction Cobb- Douglas. Son utilité dépend de la consommation de voyages (Y) et des autres consommations (W), soit : U = ξ Y W η 1 η ( = 1,, I). Le consommateur maximise son utilité sous la contrainte de revenu : py Y pw W R n conséquence, après annulation des dérivées partielles du premier ordre, la dépense que le consommateur du pays consacre aux voyages est proportionnelle à son revenu et égale à : py Y = η R Au deuxième niveau, le consommateur arbitre entre voyages national et à l étranger. Le service composite Y dépend, à travers une fonction CS, des services touristiques consommés dans le pays (Y ) et de ceux consommés à l étranger (Y ) : 9
γ γ γ γ Y = β Y β Y ( = 1,, I), γ γ 1 1 1 avec, par normalisation, β β =1 (Cf. Hickman et Lau [1973]) et où γ > 0 représente l élasticité de substitution du consommateur du pays entre voyages national et à l étranger. L obectif du consommateur est de choisir le couple (Y, Y ) maximisant Y sans que sa dépense excède η R, soit : p Y p Y η R. A l optimum, la dépense que le consommateur du pays consacre au voyage à l étranger est : p Y = β γ ( = 1,, I) η R γ 1 γ ( p p ) en notant py = γ 1 p γ γ 1 p γ β β 1 γ le prix moyen du voyage (national et à l étranger) de l individu du pays - Cf. Hickman et Lau [1973]. Au troisième niveau, le consommateur choisit la destination des voyages à l étranger à travers une fonction CS. Le service Y dépend des services consommés par le consommateur du pays dans les différents pays étrangers (i = 1,, I ; i ), soit : σ σ 1 σ 1 σ i I Y = α iy ( = 1,, I), i= 1 i avec α σ i i Y = 1 (par normalisation) et où σ représente l élasticité de substitution entre les destinations des voyages à l étranger pour le consommateur représentatif du pays. Ce dernier détermine les dépenses qu il effectue dans chaque pays étranger (Y i ) (i = 1,, I ; i ) de façon à maximiser Y sous la contrainte : i p i Y i β γ η R 1 γ ( p p ) Y γ 1 où p i représente le prix des services Y i libellé dans la monnaie du pays (17). Après calculs et substitutions, la dépense de voyages du consommateur du pays dans le pays i est égale à : (1) γ σ 1 γ 1 σ p Y = η β α R p p p p ( ) ( ) i i i Y i où p = i p α σ σ 1 σ 1 i est le prix moyen i des voyages à l étranger pour l individu du pays (Cf. Hickman et Lau [1973]). Ainsi, la dépense de voyages du consommateur du pays dans le pays i croît avec le revenu du consommateur et des paramètres de préférence relative du consommateur pour la destination i, tandis qu elle décroît avec le prix relatif du tourisme dans le pays i. Les dépenses de voyages du consommateur à l étranger L équation (1) nous donne les dépenses du consommateur du pays dans le pays i. Pour obtenir l importation totale de voyages de ce consommateur en valeur (M ), il suffit d agréger les dépenses réalisées dans les différents pays destinataires, soit : M = p Y = I i= 1 i p i Y i 1 ( = 1,, I). n différenciant cette égalité, dans laquelle on introduit l expression de p i Y i donnée par l équation (1), puis en passant en logarithmes, on obtient : Log M = Log η γ a i σ Log α i i ( 1 γ ) Log ( p p ) Log β a i ( 1 σ ) Log p i p i Log R (17) n théorie, p i inclut les coûts de transport de vers i, le taux de change de vis-à-vis de i ainsi que le coût de la vie du pays i libellé en monnaie du pays i. Y 10
a i = pi Yi M ( i ) rendent compte de la structure des dépenses à l étranger du consommateur du pays, avec a i = 1. où les coefficients ( ) i L estimation de cette équation soulève la difficulté suivante : les prix p Y et p (qui constituent des variables explicatives) dépendent des élasticités γ et σ qui doivent être estimées par le modèle. Cette difficulté est contournée en effectuant les approximations suivantes : a~ 1 a~ prix moyen des voyages p p p Y avec ~a ( p Y ) ( py Y ) =, (18) prix moyen des voyages à l étranger a i p pi. i D où il découle une approximation du logarithme des dépenses à l étranger pour le consommateur : (2) Log M Log η a i σ Log α i Log i ( 1 γ ) a~ Log ( p p ) γ Log β n d autres termes, les dépenses de voyages des consommateurs du pays dépendent d effets «de structure» (captés par η, β et α i ), d un effet revenu d élasticité unitaire, ainsi que d un indicateur de compétitivité qui rend compte de l arbitrage entre les voyages national et à l étranger. Les recettes de voyages du pays en provenance de l étranger Symétriquement, on définit la valeur des dépenses de voyages de l individu du pays i dans le pays, p i Y i. n agrégeant les pays d origine i, les recettes de voyages du pays en provenance de l étranger (X, car ces recettes correspondent à l exportation d un service) s écrivent : X = pi Yi. i On différencie cette équation, dans laquelle on introduit l expression de p i Y i déduite de (18) Le coefficient ã correspond donc à la part des dépenses de voyages des résidents du pays dans leur propre pays. R. l équation (1), puis on passe en logarithmes. Dans un souci d identification, on suppose (comme c est l usage lors des estimations d une équation d échanges isolée) que, quel que soit le pays i d origine, les élasticités de substitution sont les mêmes dans tous les pays étrangers, soit γ i = γ et σ i = σ. inalement, on obtient : (3) où : Log X = Log σ i ( 1 γ ) Log ( p py ) ( 1 σ ) Log ( p p ) η bi i Log γ i α bi i Log i Log R pi Yi bi = ( i ) représente la structure des X recettes du pays par origine i, avec b i = 1, R = i R bi i i β bi i le revenu moyen des étrangers originaires des pays i qui voyagent dans le pays (19) ; a 1 a ii ii ( ii i ) p = p p Y ~ ~ i b i le prix moyen des voyages pour les étrangers (y compris tourismes national et dans le pays ) ; b i a ik p = pik le prix moyen supporté par i k i les étrangers lorsqu ils voyagent hors de leurs frontières (y compris dans le pays ) ; bi et p = pi le prix moyen supporté par les i étrangers lorsqu ils voyagent dans le pays. Comme précédemment, les recettes de voyages du pays dépendent d effets «de structure» (captés par η i, β i et α i ), d un effet revenu d élasticité unitaire, ainsi que de deux termes de compétitivité prix : l une rend compte de l arbitrage entre tourismes national et à l étranger, l autre du choix du pays comme destination du voyage à l étranger. (19) Comme c était déà le cas précédemment, l indice dépend implicitement de, omis pour ne pas trop alourdir les notations. Ainsi, R, p Y et p sont des fonctions implicites de, de même que toute les variables ou paramètres indicés par. 11
II.2 - Les spécifications économétriques Le modèle théorique que nous venons de présenter est classique. Il va servir de base théorique à l analyse économétrique en permettant de définir des règles à la fois pour la construction des indicateurs de revenu et de compétitivité et pour l interprétation des coefficients estimés. Simplifications liées à l insuffisance des données disponibles L insuffisance des données disponibles rendant impossible l estimation de tous les coefficients des équations (2) et (3), nous avons dû effectuer deux simplifications importantes dans une optique empirique. La première tient à l absence de séries temporelles suffisamment longues permettant d évaluer les effets de structure (développement du parc hôtelier, aménagement des sites, etc.). Nous avons donc modélisé la résultante des effets non invariants de η, β et α i par l introduction d une tendance temporelle t dans les équations estimées, soit, en raisonnant sur la rance ( = ) (20) : (4a) Log M = CM Log R ( 1 γ ) a~ Log ( p p ) δ m t et (5a) Log X = C X Log R ( 1 γ ) Log ( p py ) ( 1 σ ) Log ( p p ) δ t La seconde simplification concerne les coefficients de pondération (a i, ã ii, b i, i, = 1,, I) que nous devons également supposer constants, ce qui constitue une approximation forte mais classique dans la littérature. La distinction entre les prix et les changes Dans les équations (4a) et (5a), les prix sont libellés dans la monnaie du pays, donc en francs français. Or, il peut être intéressant de savoir si la sensibilité des décisions de consommation consécutives à une variation des taux de change est (20) Dans les deux équations (4a) et (5a), les constantes C M et C X captent notamment les niveaux moyens sur la période estimée des variables η, β et α i. x identique à ce qu elle vaut lorsque les taux d inflation diffèrent d un pays à l autre. Pour cela, nous décomposons chaque indicateur de compétitivité en un indicateur de «compétitivité - prix synthétiques» et en un indicateur de «compétitivité - changes effectifs». Ainsi, en notant ch i le taux de change entre la monnaie du pays i et le franc français (1 unité de i = ch i francs français) et ch le taux de change moyen supporté par les rançais lorsqu ils partent à l étranger (calculé de la même façon que p ), on modifie l équation (4a), qui devient : Log M = C M Log R (4b) ( 1 γ ), p a~ p Log p ( 1 γ ) a~ Log ch δ t, ch où le terme p est exprimé en francs français et le terme p est une moyenne géométrique des prix des voyages à l étranger exprimés en monnaie locale ; bien sûr p = p. Cette formulation alternative permet de tester l égalité à long terme entre γ,p et γ,ch. L équation (5a) est modifiée de façon analogue, ce qui donne : (5b) Log X = C Log R X ( 1 γ, ) Log ( p p p Y ) ( 1 γ, ch ) Log ( ch chy ) ( 1 σ, p ) Log ( p p ) ( 1 σ ) Log ( ch ch ) δ t., ch Le zonage des recettes et dépenses de voyages La période sur laquelle porte notre étude est particulièrement marquée par la forte appréciation du dollar pendant la première moitié des années quatre-vingt puis par sa dépréciation progressive au cours des dix années suivantes. A l instar de Coulomb [1988] puis de Guégano et Parpaillon [1992a, 1992b], il nous a semblé important de pouvoir évaluer si les variations du dollar avaient le même impact sur les dépenses et recettes de voyages que les variations des autres monnaies. Pour ce faire, nous avons distingué une «zone dollar» (comprenant les tats-unis, le Canada et le Japon) et une «zone hors dollar» (comprenant, m x 12
dans notre échantillon, uniquement des pays européens). Ne disposant pas des dépenses réalisées par les touristes français aux tats-unis, au Canada et au Japon sur l ensemble de la période, nous avons simplement uxtaposé deux indicateurs de compétitivité prix dans l équation des dépenses (4a), Log ( p$ p) et ( ) Log pn$ p, pondérés en fonction d une élasticité spécifique à chaque zone, où p $ et p n$ sont les prix du voyage pour un rançais qui se rend dans un pays de la zone dollar ou de la zone hors dollar. Il en résulte une troisième équation possible pour les dépenses de voyages : (4c) Log M = C Log R M ( 1 γ ) $ a~ a $ p Log p $ p ( ) a~ n$ 1 γ n$ a n$ Log δ m t p Nous avons effectué le même type de décomposition pour les indicateurs de compétitivité prix et change de l équation (4b), ce qui nous a donné une quatrième équation (4d) : (4d) Log M = C M Log R ( 1 γ ) $, p a~ a ( ) a~ n$ 1 γ n$, p an$ Log p ( 1 γ ch ) a~ $, a $ Log ch $ ( 1 γ ) a~ a Log ch δ t n$, ch $ p $ Log p p n$ n$ Concernant l équation (5a), nous avons pu disposer des séries de recettes de voyages de la rance en provenance des tats-unis, du Canada et du Japon. Cela nous a permis d estimer séparément les équations relatives à la zone dollar et à la zone hors dollar suivantes : (5c1) Log X = C Log R $ X $ ( 1 γ ) $ p Log p p p $ Y $ $ ( 1 σ ) Log δ t $ $ $ x$ m et (5c2) Log X = C n$ X n$ ( 1 γ ) Log R n$ p Log p p p n$ ( 1 σ ) Log δ t n$ n$ n$ Yn$ n$ xn$ De même, nous avons décomposé l équation (5b) en deux équations (5d1) et (5d2) correspondant aux deux zones considérées. La base de données : élaboration et notations Les données sont des séries temporelles trimestrielles de 1973 à 1997, de sources DataStream et Banque de rance (21). Dans la suite de l article, nous notons respectivement LMVAL et LXVAL les logarithmes des dépenses et des recettes de voyages de la rance en valeur. Ces deux séries sont corrigées des variations saisonnières. Lorsqu elles sont exprimées en volume (notées respectivement LMVOL et LXVOL), le déflateur utilisé est l indice implicite des prix à la consommation finale des ménages du (ou des) pays concerné(s) mis en base 100 en 1990. n outre, le zonage nous conduit à distinguer les recettes en provenance de la zone dollar (LXVAL $ et LXVOL $ ) et celle qui proviennent de la zone hors dollar (LXVAL n$ et LXVOL n$ ). Les revenus R sont approximés par les dépenses de consommation finale des ménages (corrigées des variations saisonnières). LRVAL et LRVAL représentent ainsi les logarithmes des dépenses de consommation finale des français et des étrangers exprimés en francs. A noter que LRVAL correspond à une moyenne géométrique pondérée par le poids de chaque pays dans les recettes de voyages de la rance (b i ), soit : LRVAL = Log i ( RVAL ch ) i bi i Lorsque ces séries sont exprimées en volume (LRVOL et LRVOL ), le déflateur est l indice implicite des prix à la consommation finale des ménages du (ou des) pays concerné(s). n outre, le zonage des recettes nous conduit à travailler sur les dépenses de consommation finale des ménages de (21) Des détails supplémentaires quant à la construction de la base de données sont disponibles sur demande auprès des auteurs. 13
la zone dollar (LRVAL $ et LRVOL $ ) et de la zone hors dollar (LRVAL n$ et LRVOL n$ ). Les indicateurs de compétitivité reposent sur les indices de prix à la consommation. Concernant les dépenses, le logarithme de compétitivité prix à taux de change variable est : LCPV / M = a~ = a~ p Log p Log i ( p ch ) p i ai i où le coefficient ã représente la part des dépenses de voyages des rançais consacrée au tourisme en rance et les coefficients a i la structure des dépenses de voyages des rançais à l étranger. L indicateur LCPV / M fait l obet de deux décompositions : la première, conformément à l équation (4b), permet de distinguer les indicateurs en prix synthétiques ( LCP / M ) et en changes effectifs ( LCC / ) : LCP / M = a~ Log M i p p ai i LCC / / / M = LCPV M LCP M = ~a Log chi i ai La seconde décomposition permet d opérer une distinction selon que les français choisissent de voyager dans la zone dollar ou dans la zone hors dollar. Ainsi, pour l indicateur de compétitivité - prix synthétiques : LCP / M = LCP = a $ a~ / M $ LCP p Log p / Mn$ $ et a n$ a~ p Log p (idem pour l indicateur de compétitivité - changes effectifs). n$ Concernant les recettes de voyages, le modèle théorique nous suggère de distinguer deux arbitrages effectués par les étrangers : entre tourismes national et international d une part, entre la rance et les autres destinations d autre part. A chacun de ces arbitrages est associé une élasticité de substitution (γ et σ ). Toutefois, il s avère que les résultats les plus probants sont obtenus en supposant que γ = σ (Cf. infra). Sous cette hypothèse, on obtient un indicateur unique qui, pour un étranger, met en balance le prix d un voyage en rance et le prix moyen des voyages (quelle que soit la destination), c est-à-dire (en raisonnant à taux de change variable unique) : p p LCPV / X = Log = Log, b p i Y pyi i aii où pyi = pi ( pkchk) ( 1 a ) ~ a ~ ik ii k i représente le prix moyen du tourisme (national ou international) pour les membres du pays i (22). De même que précédemment, cet indicateur est décomposé en prix synthétiques ( LCP / X ) et changes effectifs ( LCC / X ). n outre, une distinction est opérée selon que les recettes proviennent de la zone dollar ( LCP / X $ et LCC / $ ) ou de la zone hors dollar ( LCP / $ et X Xn LCC / $ ). Xn Rappelons pour terminer que, dans tous ces calculs, les coefficients de pondération (a i, ã ii et b i, i, = 1,, I) sont traités comme des constantes en raison de l insuffisance des données disponibles. II.3 - La méthode économétrique D après les résultats des tests (Cf. Annexe 2), les séries comportent toutes une racine unitaire (23). Dans ces conditions, l équation en différences doit être réécrite en adoptant la représentation à correction d erreur. L estimation de cette équation est menée avec la méthode de Johansen [1988 ; 1991], qui repose sur l estimation d un vecteur autorégressif (VAR) en une seule étape (Cf. Annexe 3). Dans les parties suivantes, nous traitons successivement l estimation des équations de dépenses et de recettes de voyages. Pour chacune (22) Rappel : ã ii correspond à la part des dépenses de voyages du pays i consacrée au tourisme national et a ik à la structure des dépenses de voyages des résidents du pays i à l étranger. (23) Voir Hamilton [1994], Doornik et Hendry [1994]. 14
de ces séries, après avoir choisi les variables entrant dans le modèle et considéré d éventuels problèmes de multicolinéarité, nous identifions l ordre du VAR à l aide des critères d information habituels (BIC, Hannan et Akaïke) et du test de réduction du système. Le nombre et la forme des relations de cointégration sont ensuite déterminés au vu des résultats du test de la trace et du test de la valeur propre maximale. La relation obtenue est présentée en tenant compte des éventuelles contraintes imposées aux coefficients. nfin, une équation dynamique est estimée à l aide du résidu de l équation de long terme, de sorte que nous sommes à même de comparer la série historique à la série estimée et de construire les fonctions de réponse des principales variables explicatives. III - L équation des dépenses de voyages Les équations de dépenses en valeur et en volume donnent des résultats très proches. Néanmoins, nous avons préféré les premières car le calcul des dépenses de voyages en volume de la rance (LMVOL) est assez grossier puisque les pays pris en compte dans la construction du déflateur ne représentent que 65 % des dépenses de voyages des français. Nous cherchons donc à expliquer le logarithme des dépenses de voyages en valeur de la rance (LMVAL, dans la igure 4) par un effet revenu (LRVAL ) et par un effet de compétitivité prix à taux de change variable ( LCPV / M ). Concernant ce dernier, remarquons que la forte montée du dollar au cours de la première moitié des années quatre-vingt s est traduite par un léger ralentissement dans la progression des dépenses touristiques. igure 4 : Logarithmes des dépenses de voyages et des dépenses de consommation finale des ménages en rance (axe de gauche) ; logarithme de la compétitivité prix (axe de droite) 1,0 0,5 LMVAL 0,10 0,08 0,06 0,0-0,5 LRVAL 0,04 0,02 0,00-0,02-1,0 LCPV M / -0,04-0,06-1,5-0,08 1973-1 1974-1 1975-1 1976-1 1977-1 1978-1 1979-1 1980-1 1981-1 1982-1 1983-1 1984-1 1985-1 1986-1 1987-1 1988-1 1989-1 1990-1 1991-1 1992-1 1993-1 1994-1 1995-1 1996-1 1997-1 Nota : pour faciliter la représentation, chaque série a été centrée autour de sa moyenne. L estimation de différents modèles nous a finalement conduits à retenir une combinaison des équations (4b) et (4c) soit, en reprenant les notations présentées plus haut : LMVAL = C M LRVAL ( 1 γ $, p ) / ( 1 γ n$, p ) LCPMn$ / ( 1 γ $, ch ) LCCM $ / ( 1 γ ) LCC δ t n$, ch Mn$ LCP / M$ Le vecteur à modéliser est donc un vecteur (6 1) comprenant le logarithme des dépenses de voyages de la rance en valeur (LMVAL), le logarithme des dépenses de consommation finale des rançais en valeur (LRVAL ), ainsi que les indicateurs de compétitivité prix et changes relatifs à la zone dollar et à la zone hors dollar (respectivement, M LCP / $, Mn LCP / $, M LCC / $ et Mn LCC / $ ; rappelons qu une augmentation de chacune de ces variables traduit une amélioration de la 15
compétitivité des biens et services produits en rance. La tendance temporelle t est contrainte à n apparaître que dans l espace de cointégration (24). n revanche, la constante est introduite de façon non contrainte : elle intervient donc dans la dynamique de court terme pour rendre compte de la dérive des séries I(1). Nous introduisons également de façon non contrainte une variable indicatrice CCH pour tenir compte de la période de contrôle des changes : cette indicatrice vaut 1 pour les trimestres 1983-2, 1983-3 et 1983-4, et 0 ailleurs. Après centrage des variables LRVAL, Mn LCP / $, M LCC / $, Mn M LCP / $, LCC / $ et t autour de leur moyenne (25), il subsiste une légère colinéarité entre l indicateur de revenu LRVAL et la tendance t. Nous traitons ce problème en contraignant le coefficient de LRVAL à être égal à 1 (ce qui correspond à l hypothèse du modèle théorique d une élasticité revenu unitaire). III.1 - L équation de long terme des dépenses de voyages en valeur Au vu des tests, nous retenons un VAR d ordre 3 (Cf. Tableaux 4-1 et 4-2), pour lequel nous trouvons deux relations de cointégration (r = 2) (Cf. Tableau 4-3). Seule la première participe à la dynamique de court terme de LMVAL (26). La contrainte à l unité de l élasticité revenu (coefficient de LRVAL égal à 1) est acceptée (27). La relation de long terme obtenue est : LMVAL = LRVAL 3,287 LCP 1,087 LCP 1,426 LCC 2,400 LCC 0,006 t / Mn$ / M$ / Mn$ / M $ (24) n effet, la présence d un trend dans la dynamique de court terme correspond à une tendance quadratique dans l équation en niveaux, ce qui à la fois est difficile à ustifier sur le plan théorique et pose des difficultés lorsqu on souhaite effectuer des prévisions (Hansen et Juselius [1995, p. 5]). (25) ffectivement, sans austement de la constante, les indices de conditionnement correspondant aux quatre valeurs propres les plus faibles ont une valeur supérieure à 30, ce qui peut traduire de graves problèmes de multicolinéarité - Cf. Belsley, Kuh, Welsch [1980]. Cependant, lorsque la constante est austée, seul un indice de conditionnement demeure supérieur à 20 : les problèmes de multicolinéarité détectés avec le test non centré traduisent alors essentiellement des effets d échelle - Cf. rkel-rousse [1995]. Le coefficient de la première relation de cointégration dans l équation qui détermine la dynamique de LMVAL (appelons le α 1 ) représente l ampleur de la force de rappel autour de la cible de long terme, dès lors qu il est négatif et inférieur à l unité en valeur absolue, ce qui est ici le cas : α 1 = 0,410 (28). Le signe positif du coefficient attaché au trend traduit une tendance structurelle à l augmentation des dépenses de voyages des rançais à l étranger à revenu et compétitivité prix inchangés. Les coefficients des indicateurs de compétitivité prix sont quant à eux tous négatifs (γ > 1). Plus précisément, les rançais, dans leur choix de voyager en rance ou dans la zone dollar, paraissent largement plus sensibles aux changes qu aux écarts de prix. A l inverse, la substitution entre voyages en rance et dans la zone hors dollar (i.e. européenne) semble déterminée par les écarts de prix plus que par un effet change. Sans doute l appartenance de la rance au SM puis à l Union monétaire n est pas étrangère à ce résultat. III.2 - L équation dynamique des dépenses de voyages en valeur La dynamique est obtenue en introduisant le terme à correction d erreur retardé d une période dans l équation en différences premières ayant LMVAL comme variable dépendante. Les variables explicatives étant toutes I(0), cette équation est estimée par les MCO (29). On obtient : (26) Cette équation dynamique est calquée sur (3-2) (Cf. Annexe 3). Nous nous assurons de la présence d une seule relation de cointégration en annulant un des deux coefficients de la première ligne de la matrice qui fournit les coefficients des forces de rappel (matrice α de l annexe 3) - Cf. Doornik et Hendry [1994, chapitre 4]. (27) La statistique du rapport de vraisemblance entre le modèle contraint et le modèle non contraint vaut 0,83. Comme cette statistique suit une loi du χ 2 (1), la contrainte est acceptée sans difficulté (p-value = 0,36). (28) Quand les dépenses s écartent de l équilibre de long terme de 1 point en t = 0, elles ne s en écartent plus que de 0,590 points en t = 1, de 0,241 points en t = 2, de 0,41T 1(1 0,41) en t = T. (29) Nous ne présentons que les coefficients significatifs au seuil de 5 %. 16
LMVAL ( T stat) t = 0,423CM ( 7,441) ( 3,725) ( 2,298) (2,041) (3,524) 7,611 LCP ( 2,271) (2,358) (2,323) 1,774 LCC (3,935) t 1 0,312 LMVAL 0,173 LMVAL 2,632 LCP 4,792 LCP 0,720 LCC 0,758 LCC 0,120CCH t 1 t 2 / Mn$ t 1 / Mn$ t 2 / M $ t 2 / Mn$ t 1 / Mn$ t 2 / M $ t 2 ( 4,962) 2,063 ( 7,304) N = 96 ; R 2 a = 0,565 ; RMS = 0,032 ; DW = 2,291. Les points saillants de cette équation sont les suivants (30) : - l intensité de la force de rappel vers l équation de long terme telle qu elle ressort de cette estimation (via la valeur du coefficient du terme à correction d erreur CM t 1 ) est parfaitement cohérente avec l évaluation qui en avait été faite par la méthode de Johansen (à travers le coefficient α 1 défini supra, également de l ordre de 0,4) ; - le coefficient de CCH traduit l impact négatif du contrôle des changes sur les dépenses des rançais à l étranger toutes choses égales par ailleurs ; - le signe négatif des coefficients des termes retardés de la variable endogène indique que, si l on fait abstraction du mécanisme de retour vers l équilibre de long terme, les rançais tendent à compenser des dépenses importantes consenties un trimestre donné par un budget voyages allégé les deux trimestres suivants. Cela traduit un arbitrage inter-temporel des dépenses de voyages ; - la dynamique du revenu ( LRVAL t ) n intervient dans LMVAL t qu à travers le terme de correction d erreur ; - malheureusement, les effets prix de très court terme n ont pas le signe attendu. n effet, à l exception de CP M$t 2, tous les indicateurs de compétitivité prix exprimés en différences sont associés à des coefficients positifs. Ceci laisse présager des propriétés de très court terme peu satisfaisantes pour cette équation. Cette intuition est confirmée et affinée par l examen des fonctions de réponse (31) relatives aux effets prix (Cf. igures 6 à 9 infra). n effet, celles-ci suggèrent que notre équation dynamique ne capte correctement les effets prix qu au bout de 4 à 5 trimestres environ. Dès lors, les simulations effectuées sur sa base ne peuvent être considérées comme fiables à cet égard qu au delà de ce laps de temps nécessaire pour ramener les effets prix sur une traectoire stabilisée. A l inverse, le caractère très lisse de la fonction de réponse relative à l effet revenu provient de ce que ce dernier n influe sur les dépenses de voyages qu à travers le terme à correction d erreur. Plus généralement, la présence de plusieurs termes retardés d une variable explicative exprimée en différences dans une équation dynamique (cas des indicateurs de compétitivité prix) favorise l apparition d instabilités à très court terme dans les fonctions de réponse. Les effets prix pourraient être lissés par la contrainte à zéro des termes retardés de deux trimestres. Toutefois, on a opté pour une dynamique plus conforme à l analyse du nombre de retard du VAR. (30) Nous avons tenté d inclure une tendance dans l équation de court terme. Toutefois, le coefficient de cette dernière n est pas significatif, ce qui conforte dans notre choix d un processus de type I(1) T et non I(1) T 2 pour la série LRVAL (Cf. Tableau 2-1 en annexe). (31) Une fonction de réponse décrit le comportement de LMVAL à la suite d une variation de l une des variables explicatives du modèle, notée x. n t = 0, toutes les variables de l équation dynamique sont mises à zéro, à l exception de x 0 qui est mise à 1. Comme le choc n intervient qu en t = 0, x 1 = = x T = 0 tandis que x 1 = = x T = 1. Période après période, la variation de LMVAL (LMVAL t LMVAL 0 ) tend donc vers l élasticité de long terme de x t. 17
igure 5 : onction de réponse à une variation de LRVAL 1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 trimestres 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 igure 6 : onction de réponse à une variation de LCP / $ Mn 5,0 4,0 3,0 2,0 1,0 trimestres 0,0-1,0 0-2,0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20-3,0-4,0 igure 7 : onction de réponse à une variation de LCP / $ 0,0-2,0-4,0-6,0-8,0-10,0 M 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 trimestres igure 8 : onction de réponse à une variation de LCC / $ 1,0 0,5 trimestres 0,0-0,5 0-1,0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20-1,5-2,0-2,5-3,0 M igure 9 : onction de réponse à une variation de LCC / $ Mn 0,5 0,0-0,5-1,0-1,5 trimestres 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 NB : Un choc positif sur LRVAL toutes choses égales par ailleurs induit un choc de demande favorable. Un choc positif sur LCP / $, LCP / $, M Mn LCC / $ ou LCC / $ toutes choses égales par ailleurs équivaut à un choc favorable en termes de compétitivité prix ou changes. Mn M 18
igure 10 : Logarithmes des dépenses de voyages en valeur de la rance LMVAL observés et estimés (simulations statiques) (axe de gauche) ; relation de long terme (axe de droite) 10,5 15 10,0 14,5 9,5 14 9,0 13,5 8,5 8,0 LMVAL observés LMVAL estimés Relation de long terme 13 12,5 7,5 12 1973-1 1974-2 1975-3 1976-4 1978-1 1979-2 1980-3 1981-4 1983-1 1984-2 1985-3 1986-4 1988-1 1989-2 1990-3 1991-4 1993-1 1994-2 1995-3 1996-4 igure 11 : Les dépenses de voyages en valeur de la rance : résidus d estimation 0,12 0,10 0,08 0,06 0,04 0,02 0,00-0,02-0,04-0,06-0,08 1973-4 1974-4 1975-4 1976-4 1977-4 1978-4 1979-4 1980-4 1981-4 1982-4 1983-4 1984-4 1985-4 1986-4 1987-4 1988-4 1989-4 1990-4 1991-4 1992-4 1993-4 1994-4 1995-4 1996-4 Au vu de la figure 10, les valeurs estimées par le modèle sont généralement proches des valeurs observées. n outre, l austement est meilleur en fin qu en début de période, ce qui laisse espérer que les prévisions réalisées à partir du modèle seront de bonne qualité, pour peu que l horizon retenu soit supérieur à l année. 19
IV - L équation des recettes de voyages Dans l étude des recettes de voyages de la rance nous privilégions une approche par les volumes parce que le choix du déflateur (l indice implicite des prix à la consommation en rance) permet d ignorer les difficultés rencontrées lors de l étude des dépenses de voyages. Nous cherchons donc à expliquer le logarithme des recettes de voyages de la rance en volume (LXVOL, Cf. igure 12) par le logarithme du revenu des étrangers (LRVOL ) et l évolution du ratio des prix relatifs / LCPV = Log p p X ( ) Y. (32) igure 12 : Recettes de voyages de la rance et dépenses de consommation finale des ménages à l étranger (axe de gauche) ; ratio des prix relatifs (axe de droite) 0,8 0,6 LXVOL 0,15 0,10 0,4 LRVOL 0,05 0,2 0,0-0,2 0,00-0,05-0,4-0,6 LCPV X / -0,10-0,15-0,8-0,20 1973-1 1974-2 1975-3 1976-4 1978-1 1979-2 1980-3 1981-4 1983-1 1984-2 1985-3 1986-4 1988-1 1989-2 1990-3 1991-4 1993-1 1994-2 1995-3 1996-4 Nota : Chaque série est exprimée en logarithme. n outre, pour faciliter la représentation, chaque série a été centrée autour de sa moyenne. Rappel : une hausse du ratio des prix relatifs équivaut à une détérioration de la compétitivité prix française. Après avoir estimé les modèles qui n opèrent aucune distinction concernant la provenance des recettes (éq. 5a et 5b) sans aboutir à des résultats satisfaisants, nous avons distingué deux types de modèles, selon que les recettes proviennent de la zone dollar (éq. 5c1) ou de la zone hors dollar (éq. 5c2). Notre analyse met en évidence la présence d une relation de long terme pour la zone dollar, mais pas pour la zone hors dollar. L analyse des graphiques suivants permet en partie de voir pourquoi. Ainsi, sur la igure 13, durant la première moitié des années quatre-vingt, on observe notamment la simultanéité de l augmentation des recettes en provenance de la zone dollar et du recul de l indicateur LCPV / X $. La igure 14, elle, ne montre pas de relation analogue : en particulier, les recettes en provenance de la zone hors dollar diminuent entre 1980-3 et 1982-2 alors même que la compétitivité de la rance s améliore. (32) Nota : une augmentation de ce ratio équivaut à une détérioration de la compétitivité prix française. 20