mémoire mineur

UNIVERSITE DE PARIS X - NANTERRE
UFR Sciences Economiques, Gestion, Mathématiques et Informatique
Exchange Rate Pass-Through pour la France
Mémoire Mineur pour le diplôme de Deuxième Année de
Master
Mention Economie Appliquée
Spécialité Economie Internationale, Politiques
Macroéconomiques et Conjoncture
Présenté par
Tovonony RAZAFINDRABE
Sous la direction de Olivier De Bandt
Année universitaire 2007 – 2008
Session de septembre 2008
Mémoire de M2
Remerciement:
Je suis très heureux de remercier mon directeur de mémoire, Olivier de Bandt. Il a toujours
été très disponible et attentif alors que sa responsabilité par ailleurs est très lourde.
Merci aussi à Karim Barhoumi pour ces précieux conseils.
Merci enfin à ma famille ainsi qu’à mes amis et collègues Alban Aubert, Elise Hartweg.
Ces quelques mois ont été riches en belles émotions sur beaucoup de plan, merci à eux
d’avoir été là.
Mémoire de M2
SOMMAIRE
Introduction ....................................................................................................................................1
A. Une revue de la littérature .....................................................................................................2
1) Définition ..............................................................................................................................2
2) Equilibre partiel : taux de change comme variable exogène de l’économie ..................3
a) Marché intégré ..........................................................................................................3
b) Marché segmenté ......................................................................................................4
c) Explication de la variable IPI....................................................................................5
3) Equilibre général : taux de change comme variable endogène de l’économie ...............6
a) L’ERPT et la discrimination par les prix ..................................................................6
b) L’ERPT et le « Local Currency Pricing » (LCP)......................................................7
B. Résultats empiriques ...............................................................................................................8
1) Nomenclature CPF...............................................................................................................9
a) Modèle MCO sur les séries empilées .......................................................................9
b) Estimation individuelle pour les biens de la nomenclature CPF ............................10
c) Test d’écart à l’élasticité moyenne .........................................................................12
d) Test d’égalité de toutes les élasticités.....................................................................14
2) Nomenclature NES.............................................................................................................15
a) Modèle MCO sur les séries empilées .....................................................................15
b) Estimation individuelle pour les industries de la nomenclature NES.....................15
c) Test d’écart à l’élasticité moyenne .........................................................................16
d) Test d’égalité de toutes les élasticités.....................................................................16
Conclusion .....................................................................................................................................17
Mémoire de M2
ANNEXES:
A. Test ADF (Augmented Dickey Fuller) de racine unitaire ................................................1
Nomenclature CPF .......................................................................................................................1
a) Test de racine unitaire des séries en niveau..............................................................1
b) Test de racine unitaire des séries en taux de croissance ...........................................5
c) Remarques.................................................................................................................9
Nomenclature NES .....................................................................................................................10
d) Test de racine unitaire des séries en niveau............................................................10
e) Test de racine unitaire des séries en taux de croissance .........................................11
B. Structure des importations françaises .............................................................................12
Mémoire de M2
LEXIQUES:
ADF : « augmented Dickey-Fuller test », test de racine unitaire de Dickey-Fuller augmenté.
IPI : Indice de la production industrielle.
ERPT : « Exchange rate pass-through ».
KPSS : test de racine unitaire de Kwiatkowski, Phillips, Schmidt et Shin.
CPF : Classification des produits français (rév. 2, 2008).
NES : Nomenclature économique de synthèse (1994).
Introduction :
Récemment, le « pass-through » a été au centre de nombreux débats macro-économiques et a fait
l’objet de nombreux développements de littérature. Les récents développements de la mondialisation,
le degré d’ouverture de plus en plus élevé des pays industrialisés et la large fluctuation du taux de
change nominal nécessitent la compréhension du phénomène du pass-through.
Il joue un grand rôle sur la détermination d’une politique monétaire et du régime de change
optimale dans le modèle d’équilibre général. L’ERPT (« exchange rate pass-through ») tient compte de
l’organisation industrielle d’un pays, du rôle de la segmentation et de la discrimination par les prix
pratiquée par les industries. Cela soulève le débat sur la fixation des prix à l’importation : le PCP :
« producer currency pricing » vs LCP : « local currency pricing ».
L’étude du « pass-through » se divise en deux grandes parties. La première étudie l’impact d’une
variation du taux de change sur les prix à l’importation (ou les prix à la frontière). Tandis que la
deuxième étudie l’impact de cette variation du prix à l’importation sur le prix à la consommation.
On s’intéressera surtout sur la première partie en étudiant sur différents biens l’impact d’une variation
du taux de change sur le prix à l’importation en France.
Afin de le réaliser, on présentera en premier lieu une brève revue de la littérature existante, puis on
effectuera une application empirique sur les différents biens de la nomenclature CPF (Classification
des produits français (rév. 2, 2008)) ainsi que les différentes industries de la nomenclature NES
(nomenclature économique de synthèse (1994)).
1
A) Une revue de la littérature :
1) Définition :
Statistiquement, l’ERPT est définie comme étant la corrélation entre le (log) prix à l’importation,
noté Pm et le taux de change noté e. Cette relation est définie par :
erpt =
cov( p m , e)
σ pm × σ e
Où :
- e : le (log) taux de change nominal à l’incertain. C'est-à-dire, la quantité de monnaie du pays
importateur par unité de devise étrangère. Une augmentation de « e » signifie une dépréciation de la
monnaie du pays importateur par rapport à celle de l’exportateur.
- σ : l’écart type respectif du (log) prix à l’importation et du taux de change.
Par contre, cette relation purement statistique souffre d’une grande absence d’interprétation
économique. En effet, le taux de change e, défini comme étant le prix relatif des deux monnaies, est
une variable endogène dont la valeur est déterminée à travers le modèle d’équilibre général tout
comme les autres prix.
Ainsi, l’effet d’un mouvement du taux de change sur les prix dépend de trois choses, à savoir,
1- les chocs structurels dans l’économie qui entraînent une variation du taux de change,
2- le mécanisme dans le modèle qui permette d’établir une relation entre les chocs, le prix à
l’importation et le taux de change,
3- le cadre temporel de l’étude du « pass-through ».
Pour un pays donné, la mesure de l’impact d’une variation du taux de change sur le prix à
l’importation dépend surtout de la manière dont on a modélisé ces trois issues.
Par définition, l’ERPT est définie comme étant la variation en pourcentage du prix à l’importation,
libellé en monnaie local, suite à une variation de « un » pourcent du taux de change entre le pays
importateur et exportateur, à savoir :
pt = δ .et + ε t (1)
Où :
- Pt est le logarithme (ou taux de croissance) du prix à l’importation.
- et : le logarithme (ou taux de croissance) du taux de change nominal à l’incertain
On dira que le pass-through est « complet » quand δ est égal à l’unité ( δ =1). Dans ce cas, une
variation d’un pourcent du taux de change se transmet complètement au prix à l’importation. Par
contre, on dira que le pass-through est « incomplet » quand δ est inférieur à l’unité ( δ < 1). Dans ce
cas, une variation d’un pourcent du taux de change ne se transmet pas complètement au prix à
l’importation mais juste une variation inférieur à un pourcent.
Dans le cas général, le pass-through est incomplet à court terme (à l’instant t) mais est complet à long
terme (avec un horizon de quatre mois).
2
2) Equilibre partiel : Taux de change comme une variable exogène de
l’économie.
Cette première approche a été adoptée par Dornbusch (1987). Il considère que le taux de change est
une variable exogène de l’économie. C’est un modèle d’équilibre partiel. Dans ce contexte, l’impact
d’une variation exogène du taux de change sur le prix d’équilibre résulte de l’interaction entre les
industries sur un marché oligopole. Cette approche montre surtout le comportement de fixation des
prix par l’exportateur. De cette façon, l’équation de l’ERPT peut être interpréter comme une équation
de prix de l’exportateur.
Pour mieux comprendre le phénomène du pass-through, il est utile de présenter le lien entre le taux
de change et le prix (à l’importation). Dans ce cadre, il est fort intéressant de voir ce lien selon que
l’on ait un marché intégré ou segmenté.
a) Marché intégré :
Le marché intégré est définie comme étant un marché dans lequel le lieu ou la nationalité n’a pas
d’effet systématique sur le niveau des prix. C’est ce que l’on qualifie aussi de loi du prix unique : un
produit identique possède le même prix converti dans une même unité de monnaie dans différents
pays. Un exemple concret est celui de l’or.
Formellement, on a :
Pt i = Et .Pt i ,*
Où :
- Pt i : est le prix du bien i (le prix à l’importation) dans le pays domestique (pays importateur)
- Pt i ,* : est le prix du bien i (le prix à l’exportation) dans le pays étranger (pays exportateur)
- Et : est le taux de change nominal à l’incertain.
Cette hypothèse de marché intégré est ainsi valable si :
- Pt résulte du programme de maximisation du profit de l’exportateur.
- il n’existe pas de coût de transport et de redistribution.
- il n’y a pas de revente possible.
Dans la pratique, ces dernières suppositions ne sont pas vérifiées. D’où la version absolue de la loi
du prix unique est souvent remplacée par sa version relative qui va tenir compte de ces frictions, à
savoir
Pt i = α .Et .Pt i ,*
Où α est le taux de change réel (inverse taux de change réel à l’incertain : TCRti = Et .
En prenant le logarithme, on a :
pti = c + et + pti ,*
3
Pt i ,*
)
Pt i
A son tour, le prix à l’exportation est défini comme étant le produit du taux de marge (noté
mkupti ,* en logarithme) et le coût marginal (noté cmti ,* en logarithme). Ainsi, l’équation précédente
peut se réécrire, toujours en logarithme, comme :
pti = c + et + mkupti ,* + cmti ,*
Pour avoir une meilleure mesure de l’effet d’une variation du taux de change sur le prix à
l’importation, il est utile de modéliser comment le coût marginal et le taux de marge varient aussi avec
le taux de change. Le taux de marge est souvent interprété comme un indicateur de changement de
conditions de compétitivité auxquelles fait face l’exportateur vis-à-vis des industries locales. Dans la
mesure où le marché n’est pas en concurrence parfaite, l’élasticité du pass-through est différente de
l’unité puisqu’une partie de l’effet d’une variation du taux de change sera absorbée par le taux de
marge. Ceci dépend principalement de la part de marché des industries locales relativement à celle des
producteurs étrangers, de la nature de la concurrence et d’une possible discrimination par les prix dans
l’industrie.
Le changement dans le coût marginal dépendra de la sensibilité du salaire nominal au taux de
change, de la part de l’input provenant de l’étranger dans la production et de la condition de demande
(output) dans le pays importateur. En effet, une dépréciation du taux de change nominal du pays
importateur, autrement dit une appréciation pour le pays exportateur, entraînera une baisse de la
demande du bien importé diminuant ainsi le coût marginal dans l’hypothèse où ce dernier varie dans le
même sens que l’output. De plus, grâce au développement de plus en plus croissant de la soustraitance, une appréciation du taux de change du pays exportateur entraînera une baisse du prix des
inputs provenant de l’étranger diminuant ainsi le coût marginal.
Dans ce cas, l’élasticité pass-through ERPT est la somme des effets d’une variation du prix à
l’importation suite à une variation du taux de change, de l’ajustement du taux de marge et du
changement dans le coût marginal.
b) Marché segmenté :
On dit qu’un marché est segmenté lorsqu’il y a absence d’intégration. C'est-à-dire, la location ou la
nationalité des acteurs (vendeur/acheteur ou exportateur/importateur) affecte le prix du bien au-delà du
coût marginal du transport.
Il est possible de bien identifier la différence entre marché intégré et segmenté grâce au concept de
discrimination par les prix au troisième degré d’Artur Pigou (1920). Il y a discrimination par les prix
lorsque différents groupes de consommateurs payent différents prix pour un produit identique. Ainsi,
deux marchés nationaux sont segmentés lorsque les acheteurs dans ces deux marchés payent
systématiquement différents prix libellés dans une même monnaie pour un même bien.
Dans le cadre d’un marché segmenté, le lien entre prix et taux de change pourrait être tiré de
l’équation de Goldberg et Knetter (1997) pour étudier le pass-through, à savoir
pti = c + a1et + a 2 X ti ,* + a3 Z t + µ t
Où :
- toutes les variables sont en logarithme,
- pti est le prix à l’importation du bien i libellé en monnaie du pays importateur,
- c est une constante comme dans l’équation d’un marché intégré,
- et est le taux de change nominal à l’incertain,
- X ti ,* est une variable d’intérêt comme le prix à l’exportation du bien i (ou le coût marginal) du pays
exportateur.
- Zt désigne d’autres variables de control comme les tarifs douaniers, le revenu réel ou le niveau de la
demande du pays importateur, ……
- µt est un terme d’erreur.
4
On retrouve l’équation dans un marché intégré sous une version relative de la loi du prix unique quand
a1=a2=1, a3=0 et on prend le prix à l’exportation comme variable d’intérêt, c'est-à-dire X ti ,* = pti ,* .
En général, pour un pays donné, une part élevée de produit étranger (importé) dans l’offre totale de
l’industrie, un degré élevé de discrimination par les prix ou une part élevée d’input provenant de
l’étranger dans le processus de production conduisent à une valeur élevée du pass-through sur le prix à
l’importation suite à une variation du taux de change.
Par ailleurs, selon Froot et Klemperer (1989), le pass-through pourrait être faible si l’exportateur veut
maintenir sa part de marché dans le pays importateur même s’il existe une volatilité élevée du taux de
change nominal.
c) Explication de la variable IPI1 :
Sous l’hypothèse d’un marché intégré et compétitif, la loi du prix unique est vérifiée et le prix est
égal au coût marginal. Dans ce cadre là, les entreprises ne réalisent pas de marge.
D’autre part, dans le cas où le marché est intégré et qu’il y a concurrence imparfaite, la loi du prix
unique est vérifiée mais les prix ne représentent plus les coûts marginaux. Ils incluent, en plus des
coûts marginaux, des marges « communes ».
Dans le cas où le marché est segmenté, le prix se décompose en deux parties distinctes à savoir le
coût marginal et les marges spécifiques pour chaque destination. Il y a donc une concurrence
imparfaite et les industries pratiquent la discrimination par les prix au troisième degré selon le marché
de destination. Cette situation est qualifié de « Pricing to Market (PTM) », plus formellement on a :
 −ε i 
Pt i = Cmti . i t , ∀i
 − εt +1
Où :
- Pt i est le prix à l’importation du bien i
- Cmti est le coût marginal du bien i
- ε ti est la valeur absolue de l’élasticité de la demande du bien i dans le pays importateur. Le taux de
marge est ainsi spécifique à chaque pays et est fonction de la demande.
En ce qui nous concerne, on reprendra l’hypothèse de Campa Minguez (2004) selon laquelle le
marché mondial est intégré quand ils ont étudié le pass-through pour les membres de l’OCDE. Pour
faire cette hypothèse, les auteurs utilisaient le J-test proposé par Davidson et McKinnon (1981). De
plus, dans notre équation du pass-through, on va introduire une variable de contrôle, à savoir l’indice
de la production industrielle pour tenir compte de l’évolution de la demande en France. Plus
exactement, on prendra l’évolution cyclique de l’IPI, que l’on notera par la suite IPI-CY, obtenue avec
le filtre de Hodrick et Prescott2.
1
Indice de la production industrielle.
2
Avec λ = 14400
5
3) Equilibre général : Taux de change comme une variable endogène de
l’économie.
Cette deuxième approche détermine l’équation du pass-through à travers un modèle d’équilibre
général. La monnaie dans laquelle est libellée la facture joue un grand rôle puisque quand les prix sont
libellés en monnaie du pays exportateur, ce que l’on appelle « producer currency pricing (PCP) », le
pass-through du taux de change tend à être plus élevé que si les prix sont libellés en monnaie du pays
importateur, « local currency pricing (LCP) ». Dans le cas précédent où le taux de change est exogène,
l’EPRT serait égale à l’unité sous le PCP tandis qu’elle serait égale à zéro sous le LCP.
Le lien entre volatilité du taux de change et stabilité des prix des biens est obtenu à travers un
modèle d’équilibre général qui inclut à la fois rigidité nominale et discrimination par les prix. En effet,
expliquer le pass-through incomplet par la seule rigidité nominale des prix à l’importation a fait l’objet
de nombreux critiques, à la fois sur le plan empirique que théorique (Obstfeld et Rogoff (2000), Lubik
et Schorfheid(2005)). Cette approche permet d’identifier les chocs dans l’économie qui entraînent une
variation du taux de change (en prenant donc le taux de change comme endogène) ainsi que le
mécanisme qui permette d’établir une relation entre ces chocs, le prix à l’importation et le taux de
change.
En ce qui concerne les prix à la consommation (ou à la production), pour mieux estimer la valeur
de l’élasticité du pass-through du taux de change, il faut tenir compte non seulement des rigidités
nominales mais aussi de la présence des biens non-échangeables, du secteur de la distribution et de la
discrimination par les prix qui représentent des frictions nominales. En effet, l’existence des
distributeurs réduit considérablement l’effet d’une variation du taux de change sur les prix à la
consommation même si les prix à l’importation ont beaucoup augmenté.
Plus formellement, on prendra les résultats de Corseti, Debola et Leduc (2005) comme exemple
d’équation structurelle du pass-through résultant d’un modèle d’équilibre général3.
a) L’ERPT et la discrimination par le prix :
Dans le cas où les prix sont flexibles, l’équation du prix à l’importation est la suivante :
pti =
µ (mkupes* − 1)
1
i
(
e
+
Cm
)
+
Cmn ,t
t
t
1 + µ (mkupes* − 1)
1 + µ (mkupes* − 1)
Où :
- pti est le prix à l’importation du bien échangeable i exprimé en monnaie du pays importateur.
- µ est la marge de distribution.
- mkupes* est le taux de marge à l’état stationnaire.
- et est le taux de change nominal à l’incertain.
- Cmti est le coût marginal du bien i.
- Cmn ,t est le coût marginal des biens non échangeables. En effet dans leur modèle, les auteurs ont fait
l’hypothèse que le secteur de la distribution n’utilise comme input que les biens non échangeables
dans le pays importateur.
On voit clairement que, tant que la marge de distribution µ est supérieure à zéro, le coefficient
devant le taux de change sera inférieur à l’unité, donc l’ERPT aussi.
3
Pour une présentation plus détaillée et formalisée du modèle, voir « DSGE models of high exchange rate volatility and low
pass-through », Corseti, Debola et Leduc (2005).
6
b) L’ERPT et le « Local Currency Pricing » (LCP) :
Dans le cas où les producteurs font face à un coût d’ajustement des prix σ (un coût quadratique),
l’équation du prix à l’importation est la suivante :
pti =
µ (mkupes* − 1)
(et + Cmti )
+
p n ,t +
1 + µ (mkupes* − 1) + σ (mkupes* − 1)(1 + β ) 1 + µ (mkupes* − 1) + σ (mkupes* − 1)(1 + β )
σ (mkupe − 1)
( β .Et [ pti+1 ]+ pti−1 )
*
1 + µ (mkup − 1) + σ (mkupes − 1)(1 + β )
*
es
Où :
- β est un facteur d’escompte4.
- σ est le coût d’ajustement des prix.
- p n ,t est le prix des biens non échangeables exprimé en monnaie du pays importateur.
[ ]
- Et pti+1 est l’espérance en t du prix à l’importation en t+1.
- mkupe est le taux de marge du secteur des biens échangeables dans le pays importateur.
A court terme, dans le cas où les prix sont flexibles (σ = 0), l’ERPT est toujours inférieure à l’unité
à cause des marges de distribution ( µ > 0). Quand µ est égal à zéro, l’ERPT à court terme est
inférieure à l’unité seulement en présence de rigidité nominale.
A long terme, la présence d’une rigidité nominale est moins plausible. L’ERPT inférieure à l’unité
ne peut être attribuée qu’à l’existence des distributeurs.
4
Voir Gali et Gertler (1999)
7
B) Résultats empiriques :
Pour estimer la valeur de l’EPRT, il est nécessaire d’imposer quelques hypothèses. Campa et
Minguez (2004) ont effectué un test de spécification pour connaître le marché approprié pour faire une
estimation du pass-through pour la zone euro. D’après les auteurs, pour les marchés européens, le
marché mondial intégré décrit mieux les données que le marché segmenté. On va donc utiliser leur
résultat pour estimer l’ERPT pour la France. Dans ce cas, on prendra les prix des Etats unis comme
« proxy » des prix internationaux des biens, et le taux de change bilatéral euro/dollar (la quantité
d’euros par unité de dollar) pour le taux de change nominal.
On utilisera les indices de prix à la place des indices de valeurs unitaires. En effet, ces derniers
possèdent de nombreuses limites pour l’estimation de l’ERPT. Ce sont des valeurs unitaires plutôt que
des prix posant ainsi quelques problèmes de comparaison des biens dans le temps. Elles ne tiennent
compte ni des changements de qualité des biens dans le temps, ni des changements dans la demande
des autres biens similaires, ni des changements dans la composition des importations selon les pays
d’origine. Pour les importations, on utilisera l’indice des prix à l’importation5 (prix d’achat) de
l’INSEE pour la France. En ce qui concerne les prix des exportateurs, on utilisera l’indice des prix à
l’exportation des Etats-Unis6. Il est intéressant de noter que les indices de prix à l’exportation incluent
déjà les coûts marginaux ainsi que les taux de marge commune7. Pour tenir compte de l’évolution de la
demande en France, on introduira dans l’équation du pass-through les indices de la production
industrielle8 pour chaque bien.
Pour estimer le pass-through du taux de change pour la France, on utilisera l’équation suivante :
4
4
j =0
j =0
∆ ln( Pt i ) = β 0i + ∑ a ij ∆ ln Et − j + ∑ b ij ∆ ln Pt*−i j + c i IPICYt + µ ti
Où :
- β 0i est une constante
- Pt i est l’indice de prix à l’importation du bien i.
- Et est le taux de change nominal. C'est-à-dire, la quantité de monnaie du pays importateur (euros)
par unité de devise étrangère (dollar). Une augmentation de « e » signifie une dépréciation de l’euro
par rapport au dollar.
- Pt *i est l’indice de prix à l’exportation du bien i.
- IPICYt est l’évolution cyclique de l’indice de la production industrielle
- µti est un terme d’erreur.
Il n’était pas possible d’estimer une équation structurelle vu que la période d’estimation était trop
courte. Les variables sont transformées en variations mensuelles (à part l’IPI-CY) comme elles étaient
intégrées d’ordre un, pour tenir compte du problème de stationnarité9.
De plus, pour étudier le pass-through pour la France, on estimera l’équation (2) pour la plupart des
différents biens de la nomenclature CPF : Classification des produits français (rév. 2, 2008) et de toute
l’industrie de la nomenclature NES : Nomenclature économique de synthèse (1994).
La période d’estimation va de 2006M5 à 2008M4 pour la nomenclature CPF et de 2005M11
jusqu’à 2008M5 pour la nomenclature NES.
5
Voir http://www.indices.insee.fr/bsweb/servlet/bsweb?action=BS_RECHGUIDEE&BS_IDARBO=13000000000000
6
Voir http://www.bls.gov/data/
7
Dans le cadre d’un marché intégré non compétitif.
8
Voir http://www.indices.insee.fr/bsweb/servlet/bsweb?action=BS_RECHGUIDEE&BS_IDARBO=07000000000000
9
Voir annexe A, test de stationnarité.
8
La valeur de l’élasticité pass-through à court terme est mesurée par a0 , tandis que celle à long
4
terme est mesurée par
∑a
i =0
i
. L’hypothèse de « local currency pricing » (LCP) est vérifiée si
4
l’élasticité ERPT ( a0 pour le court terme,
∑a
i =0
i
pour le long terme) est statistiquement égale à zéro.
Tandis que celle de « producer currency pricing » (PCP) est vérifiée si l’élasticité est statistiquement
égale à l’unité.
1) Nomenclature CPF:
a) Modèle MCO sur les séries empilées :
PASS-THROUGH A COURT TERME
+
PASS-THROUGH A LONG TERME
Elasticité
ERPT = 0+
ERPT = 1+
Elasticité
ERPT = 0+
ERPT = 1+
0.055396
0.0609**
0.0000*
0.035247
0.7043
0.0000*
Test d’égalité des élasticités pass-through égales à 0 ou 1 :
- à court terme :
H 0 : α 0 = 0 ou H 0 : α 0 = 1
- à long terme :
H 0 : ∑α i = 0
4
i =0
4
ou
H 0 : ∑α i = 1
i =0
*(**) rejet de l’hypothèse nulle au seuil statistique de 5% (10%)
Dans l’ensemble, avec une estimation par les moindres carrées ordinaires des séries empilées,
l’élasticité à court terme est égal à 0,05 et est statistiquement différent de zéro et de l’unité. A long
terme, elle est égale à 0,03 et est statistiquement égale à zéro. La faible valeur de l’ERPT, à la fois à
court et à long terme, s’explique par la composition de l’importation française. Les principaux
fournisseurs de la France10 sont les pays de la zone euro (Allemagne, Italie, Belgique et Espagne).
Comme l’effet d’une variation du taux de change ne se transmet que sur les biens provenant des pays
hors zone euro, l’ERPT est faible et est inférieure à l’unité même à long terme pour l’ensemble des
biens. De plus, les importations de la France provenant des pays hors zone euro sont des biens dont les
prix ne varient que faiblement suite à une variation du taux de change. Ce sont des biens où les
industries pratiquent la discrimination par les prix, sont en situation d’oligopole et peuvent ajuster
ainsi leurs marges en compensation des variations du taux de change pour maintenir leurs parts de
marché. Des exemples de ce type de biens11 sont les équipements mécaniques et électriques, la
coutellerie, outillage et quincaillerie, les articles en verre.
10
Source Direction Générale des Douanes et Droits indirects, voir annexe B, structure des échanges de la France en 2007
11
Avec une élasticité inférieur à 0,03 et positive.
9
b) Estimation individuelle pour les biens de la nomenclature CPF :
INDUSTRIES
PASS-THROUGH À COURT
TERME
Elasticités
ERPT = 0+
ERPT = 1+
PASS-THROUGH À LONG
TERME
Elasticités
ERPT = 0+
ERPT = 1+
2.685448
0.3362
0.5413
Produits d'extraction énergétiques
Houille.
0.773934
0.3875
0.7978
Produits de l'industrie textile
Articles en textiles
-0.002528
0.9638
0.0000*
-0.031437
0.8440
0.0000*
Vêtements en textiles.
0.158662
0.1277
0.0000*
-0.100978
0.7764
0.0081*
Cuirs, articles de voyage, chaussures
Articles de voyage et
maroquinerie.
Chaussures et articles
chaussants.
0.410819
0.1174
0.0324*
-0.155630
0.8254
0.1199
0.036537
0.9043
0.0071*
-0.717072
0.4117
0.0644**
Produits du travail du bois
Produits du sciage
0.170116
0.6007
0.0223*
0.692122
0.4386
0.7277
Panneaux et placages à base
de bois
0.277845
0.2248
0.0060*
0.720348
0.2475
0.6454
Papiers et cartons
Papiers et cartons en l’état
0.103312
0.0322*
0.0000*
0.091182
0.5936
0.0001*
Articles en papier ou en
carton
-0.015885
0.8048
0.0000*
-0.050220
0.8523
0.0018*
-0.218197
0.8073
0.1891
Produits de la cokéfaction et du raffinage
Produits pétroliers raffinés
0.379527
0.1906
0.0426*
Produits Chimiques
Produits chimiques de base
0.226803
0.2524
0.0015*
-0.133909
0.8185
0.0703**
Produits pharmaceutiques
0.111022
0.0481*
0.0000*
0.148366
0.3825
0.0002*
Savons, parfums et
produits d’entretien
-0.006335
0.8946
0.0000*
0.122196
0.6881
0.0120*
Autres produits chimiques
0.062703
0.4566
0.0000*
-0.304263
0.2498
0.0002*
Produits en caoutchouc ou en plastique
Produits en caoutchouc
-0.070828
0.5506
0.0000*
-0.415483
0.3254
0.0044*
Produits en matière
plastique
0.068402
0.4719
0.0000*
0.027382
0.9455
0.0291*
-0.041592
0.7901
0.0000*
-1.589954
0.0550**
0.0047*
Autres produits minéraux non métalliques
Verres et articles en verre
0.013921
0.7779
0.0000*
Produits métallurgiques
Tubes en acier et
accessoires
-0.339494
0.1603
0.0001*
Produits du travail des métaux
10
Coutellerie, outillage et
quincaillerie
0.027902
0.6242
0.0000*
-0.032700
0.8272
0.0000*
Autres ouvrages en métaux
-0.042288
0.6879
0.0000*
0.412430
0.2418
0.1049
-0.054167
0.7693
0.0001*
0.150941
0.7467
0.0876**
Machines et équipements
Equipements mécaniques
0.006661
0.8909
0.0000*
Machines et appareils électriques
Moteurs, génératrices et
générateurs électriques
-0.050369
0.7110
0.0000*
Equipements de radio, télévision et communication
Composants électroniques
0.140217
0.2819
0.0000*
0.152269
0.7204
0.0639**
Appareils de réception,
d’enregistrement, de
reproduction de son ou
d’image
0.038346
0.7404
0.0000*
-0.071757
0.8473
0.0124*
0.298175
0.5998
0.2287
Instruments médicaux, de précision, d'optique, d'horlogerie
Matériel médicochirurgical
et d'orthopédie
-0.159858
0.3706
0.0000*
Produits de l'industrie automobile
Véhicules automobiles
0.138744
0.0228*
0.0000*
0.303675
0.0749**
0.0008*
Equipements pour
automobiles
-0.049752
0.3455
0.0000*
-0.134209
0.4287
0.0000*
0.095865
0.5867
0.0002*
-0.612446
0.4049
0.0422*
Autres matériels de transport
Matériel ferroviaire roulant
0.039140
0.5091
0.0000*
Autres produits manufacturés
0.115468
Jeux et jouets
0.6413
0.0033*
Produits des industries agro-alimentaires
Viandes, peaux et produits
à base de viandes
Produits à base de fruits et
légumes
Huiles, tourteaux et corps
gras
Poissons et produits de la
pêche préparés
0.124607
0.7091
0.0199*
0.012722
0.9927
0.4823
-0.077530
0.6000
0.0000*
0.555162
0.2682
0.3706
-0.298534
0.6713
0.0828**
-1.089928
0.5867
0.3051
-0.541826
0.1287
0.0006*
-1.661124
0.2037
0.0523**
Boissons
0.061360
0.1224
0.0000*
-0.057145
0.6269
0.0000*
Autres produits
alimentaires
0.041891
0.6206
0.0000*
0.341321
0.1978
0.0219*
+
Test d’égalité des élasticités pass-through égales à 0 ou 1 :
- à court terme :
H 0 : α 0 = 0 ou H 0 : α 0 = 1
- à long terme :
H 0 : ∑α i = 0
4
i =0
4
ou
H 0 : ∑α i = 1
i =0
*(**) rejet de l’hypothèse nulle au seuil statistique de 5% (10%)
11
En ce qui concerne le pass-through pour chaque bien, à court terme, dans l’ensemble l’ERPT est
statistiquement égale à zéro (colonne ERPT=0). Ceux qui sont statistiquement différent de zéro12 sont
les papiers et cartons en l’état (0,10), les produits pharmaceutiques (0,11) et les véhicules automobiles
(0,13). Les industries les plus sensibles aux taux de change (colonne « Elasticités » pour l’ERPT à
court terme) sont celles de l’énergie, à savoir la houille (0,77), les produits pétroliers raffinés (0,37) ;
des produits chimiques, à savoir les produits chimiques de base (0,22); du travail du bois, à savoir les
panneaux et placages à base de bois (0,27); et des articles de voyages en cuirs (0,41). A part la houille,
les ERPT à court terme sont statistiquement différentes de l’unité (colonne ERPT=1).
A long terme, la plupart des biens a une élasticité pass-through faible (colonne « Elasticités » pour
l’ERPT à long terme) et sont statistiquement égale à zéro. Les biens qui ont une élasticité
statistiquement égale à l’unité13 sont la houille (2,68), les produits du sciage (0,69), les panneaux et
placages à base de bois (0,72) et les produits à base de fruits et légumes (0,55).
c) Test d’écart à l’élasticité moyenne :
INDUSTRIES
PASS-THROUGH A COURT
TERME
Ecart à la moyenne :
Significativité de
l’écart à la moyenne
PASS-THROUGH A LONG
TERME
Ecart à la moyenne
0.05351
Moyenne
Significativité de
l’écart à la moyenne
-0,01893
Produits d'extraction énergétiques
Houille.
0.72043
0.0194*
2,70438
0.0048*
Produits de l'industrie textile
Articles en textiles
-0.05603
0.8022
-0,01251
0.9845
Vêtements en textiles.
0.10516
0.5553
-0,08204
0.8976
Cuirs, articles de voyage, chaussures
Articles de voyage et
maroquinerie.
Chaussures et articles
chaussants.
0.35731
0.0911**
-0,1367
0.8203
-0.01697
0.9359
-0,69814
0.2465
Produits du travail du bois
Produits du sciage
0.11661
0.6246
0,71106
0.2774
Panneaux et placages à base
de bois
0.22434
0.3467
0,73928
0.2588
Papiers et cartons
Papiers et cartons en l’état
0.04981
0.7955
0,11012
0.8826
Articles en papier ou en
carton
-0.06939
0.7116
-0,03129
0.9681
-0,19927
0.7838
-0,11497
0.8903
Produits de la cokéfaction et du raffinage
Produits pétroliers raffinés
0.32602
0.151
Produits Chimiques
Produits chimiques de base
0.1733
0.5285
12
On considèrera que la houille est statistiquement différente de zéro car elle a une probabilité élevée d’être égale à l’unité.
13
Il est à remarquer que quand les deux hypothèses nulles ERPT=0 et ERPT=1 sont acceptées les deux à la fois, on acceptera
celle qui a la probabilité la plus forte.
12
Produits pharmaceutiques
0.05752
0.7667
0,16731
0.7905
Savons, parfums et
produits d’entretien
-0.05984
0.7489
0,14113
0.9040
0.0092
0.965
-0,28533
0.6600
Autres produits chimiques
Produits en caoutchouc ou en plastique
Produits en caoutchouc
Produits en matière
plastique
-0.12433
0.4886
-0,39655
0.5286
0.0149
0.9419
0,04631
0.9574
-0,02266
0.9699
-1,57101
0.0095*
Autres produits minéraux non métalliques
Verres et articles en verre
-0.03959
0.8341
Produits métallurgiques
Tubes en acier et
accessoires
-0.393
0.0321**
Produits du travail des métaux
Coutellerie, outillage et
quincaillerie
-0.0256
0.9005
-0,01376
0.9799
Autres ouvrages en métaux
-0.09579
0.6013
0,43138
0.4710
-0,03524
0.9643
0,16987
0.7990
Machines et équipements
Equipements mécaniques
-0.04685
0.8219
Machines et appareils électriques
Moteurs, génératrices et
générateurs électriques
-0.10388
0.5927
Equipements de radio, télévision et communication
Composants électroniques
0.08671
0.6426
0,1712
0.7837
Appareils réception,
enregistrement,
reproduction son ou image
-0.01516
0.9419
-0,05283
0.9373
Instruments médicaux, de précision, d'optique, d'horlogerie
Matériel médicochirurgical
et d'orthopédie
-0.21336
0.3283
0,31711
0.6521
Produits de l'industrie automobile
Véhicules automobiles
0.08524
0.7613
0,32262
0.6954
Equipements pour
automobiles
-0.10326
0.6792
-0,11528
0.8866
0,11479
0.8475
-0,59352
0.4036
Autres matériels de transport
Matériel ferroviaire roulant
-0.01437
0.9425
Autres produits manufacturés
Jeux et jouets
0.06196
0.7972
Produits des industries agro-alimentaires
Viandes, peaux et produits
à base de viandes
Produits à base de fruits et
légumes
0.0711
0.7616
0,03166
0.9741
-0.13104
0.4811
0,57408
0.3531
13
Huiles, tourteaux et corps
gras
Poissons et produits de la
pêche préparés
-0.35204
0.122
-1,071
0.0998**
-0.59533
0.0095*
-1,6422
0.0535**
Boissons
0.00785
0.9694
-0,03822272
0.9521
Autres produits
alimentaires
-0.01162
0.9575
0,36025
0.5873
*(**) rejet de l’hypothèse nulle H0 : l’écart à la moyenne est égale à zéro, au seuil statistique de 5% (10%)
Un test d’écart à l’élasticité moyenne de l’ERPT a également été fait. A court terme, les biens qui
ont une élasticité pass-through qui s’écarte statistiquement de la moyenne14 (colonne « significativité
de l’écart à la moyenne » à court terme) sont la houille, les articles de voyage et maroquinerie, les
tubes en acier et accessoires, ainsi que les poissons et les produits de la pêche préparés. A long terme
(colonne « significativité de l’écart à la moyenne » à long terme), ce sont la houille, les tubes en acier
et accessoires, les huiles, tourteaux et corps gras, ainsi que les poissons et les produits de la pêche
préparés.
d) Test d’égalité de toutes les élasticités :
PASS-THROUGH A COURT TERME
+
PASS-THROUGH A LONG TERME
ERPTp=ERPTq+
ERPT = 0+
ERPT = 1+
ERPTp=ERPTq+
ERPT = 0+
ERPT = 1+
0.7210
0.7215
0.0001*
0.7496
0.7774
0.0001*
Test d’égalité des élasticités pass-through entre les industries :
- à court terme :
H 0 : α p , 0 = α q ,0
∀ p et q ,
H 0 : α p , 0 = α q ,0 = 0
∀ p et q , ou
H 0 : α p,0 = α q,0 = 1
∀ p et q , où p et q désignent
les 35 industries
4
- à long terme :
4
H 0 : ∑ α p ,i = ∑ α q ,i
i =1
i =1
∀ p et q ,
4
4
4
4
i =1
i =1
i =1
i =1
H 0 : ∑ α p ,i = ∑ α q ,i = 0 ∀ p et q , ou H 0 : ∑ α p ,i = ∑ α q ,i = 1 ∀ p et q ,
où p et q désignent les industries
*(**) rejet de l’hypothèse nulle au seuil statistique de 5% (10%)
Enfin, pour vérifier si les élasticités pass-through sont les mêmes pour tous les biens à court ainsi
qu’à long terme, on a effectué un test d’égalité de toutes les élasticités. A court terme, les élasticités
sont statistiquement égales pour tous les biens (colonne ERPTp=ERPTq). De plus, elles sont toutes
statistiquement égales à zéro (colonne ERPT=0) et sont différentes de l’unité (colonne ERPT=1). A
long terme, on retrouve le même résultat.
14
Un p-value inférieur à 0,10.
14
2) Nomenclature NES :
a) Modèle MCO sur les séries empilées :
PASS-THROUGH A COURT TERME
+
PASS-THROUGH A LONG TERME
Elasticité
ERPT = 0+
ERPT = 1+
Elasticité
ERPT = 0+
ERPT = 1+
0.028535
0.3172
0.0000*
0.062229
0.3691
0.0000*
Test d’égalité des élasticités pass-through égales à 0 ou 1 :
- à court terme :
H 0 : α 0 = 0 ou H 0 : α 0 = 1
- à long terme :
H 0 : ∑α i = 0
4
4
ou
i =0
H 0 : ∑α i = 1
i =0
*(**) rejet de l’hypothèse nulle au seuil statistique de 5% (10%)
Dans l’ensemble, avec une estimation par les moindres carrées ordinaires des séries empilées,
l’élasticité à court terme est égal à 0,02 et est statistiquement égal à zéro (et statistiquement différent
de l’unité). A long terme, elle est égale à 0,06 et est statistiquement égale à zéro. On retrouve les
mêmes résultats que ceux de la nomenclature CPF, puisque les élasticités pass-through sont faibles.
b) Estimation individuelle pour les industries de la nomenclature NES :
PASS-THROUGH A COURT
TERME
INDUSTRIES
PASS-THROUGH A LONG
TERME
Elasticités
ERPT = 0+
ERPT = 1+
Elasticités
ERPT = 0+
ERPT = 1+
Ensemble de l’industrie
-0.056761
0.5640
0.0000*
0.055089
0.7691
0.0001*
Produits des industries
agricoles et alimentaires
-0.035503
0.7269
0.0000*
-0.218642
0.4589
0.0005*
Biens de consommation
0.046862
0.1810
0.0000*
0.117972
0.2625
0.0000*
Produits de l’industrie
automobile
0.026854
0.4021
0.0000*
0.016364
0.8547
0.0000*
Biens d’équipement
0.055103
0.6365
0.0000*
0.424961
0.2262
0.1069
Biens intermédiaires
0.127810
0.2223
0.0000*
0.333674
0.1551
0.0081*
+
Test d’égalité des élasticités pass-through égales à 0 ou 1 :
- à court terme :
H 0 : α 0 = 0 ou H 0 : α 0 = 1
- à long terme :
H 0 : ∑α i = 0
4
i =0
4
ou
H 0 : ∑α i = 1
i =0
*(**) rejet de l’hypothèse nulle au seuil statistique de 5% (10%)
En ce qui concerne le pass-through pour chaque industrie, à court terme, les ERPT sont toutes
statistiquement égales à zéro (colonne ERPT=0). L’industrie la plus sensible aux taux de change
(colonne « Elasticités » pour l’ERPT à court terme) est celle des biens intermédiaires (0,12). En outre,
les ERPT à court terme sont statistiquement différentes de l’unité (colonne ERPT=1).
A long terme, la plupart des industries a une élasticité pass-through faible (colonne « Elasticités » pour
l’ERPT à long terme) et est statistiquement égale à zéro. Les deux industries qui ont une élasticité plus
15
élevée par rapport à celle des autres sont les biens d’équipement (0,42) et les biens intermédiaires
(0,33).
c) Test d’écart à l’élasticité moyenne :
PASS-THROUGH A COURT
TERME
INDUSTRIES
PASS-THROUGH A LONG
TERME
Significativité de
l’écart à la moyenne
Ecart à la moyenne
0,02739
Moyenne
Significativité de
l’écart à la moyenne
Ecart à la moyenne
0,12157
Ensemble de l’industrie
-0,08416
0,3775
-0,06648
0.7292
Produits des industries
agricoles et alimentaires
-0,0629
0,3846
-0,34022
0.0945**
Biens de consommation
0,01947
0,7871
-0,00358
0.9863
Produits de l’industrie
automobile
-0,00054
0,9942
-0,10519
0.6091
Biens d’équipement
0,02771
0,6999
0,30339
0.1412
Biens intermédiaires
0,10042
0,3143
0,21211
0.3486
*(**) rejet de l’hypothèse nulle H0 : l’écart à la moyenne est égale à zéro. au seuil statistique de 5% (10%)
Un test d’écart à l’élasticité moyenne de l’ERPT a également été fait comme pour les biens de la
nomenclature CPF. A court terme, les écarts à l’élasticité moyenne du pass-through pour toutes les
industries sont statistiquement non significatifs (colonne « significativité de l’écart à la moyenne » à
court terme). A long terme (colonne « significativité de l’écart à la moyenne » à long terme), la seule
industrie qui s’écarte de la moyenne est celle de l’agro-alimentaire.
d) Test d’égalité de toutes les élasticités :
PASS-THROUGH A COURT TERME
+
PASS-THROUGH A LONG TERME
ERPTp=ERPTq+
ERPT = 0+
ERPT = 1+
ERPTp=ERPTq+
ERPT = 0+
ERPT = 1+
0.8083
0.8319
0.0001*
0.3916
0.3578
0.0001*
Test d’égalité des élasticités pass-through entre les industries :
- à court terme :
H 0 : α p , 0 = α q ,0
∀ p et q ,
H 0 : α p , 0 = α q ,0 = 0
∀ p et q , ou
H 0 : α p,0 = α q,0 = 1
∀ p et q , où p et q désignent
les 6 industries
4
- à long terme :
4
H 0 : ∑ α p ,i = ∑ α q ,i
i =1
i =1
∀ p et q ,
4
4
4
4
i =1
i =1
i =1
i =1
H 0 : ∑ α p ,i = ∑ α q ,i = 0 ∀ p et q , ou H 0 : ∑ α p ,i = ∑ α q ,i = 1 ∀ p et q ,
où p et q désignent les industries
*(**) rejet de l’hypothèse nulle au seuil statistique de 5% (10%)
Enfin, comme dans la nomenclature CPF, pour vérifier si les élasticités pass-through sont les
mêmes pour toutes les industries à court ainsi qu’à long terme, on a effectué un test d’égalité de toutes
les élasticités. A court terme, les élasticités sont statistiquement égales pour toutes les industries
(colonne ERPTp=ERPTq). De plus, elles sont toutes statistiquement égales à zéro (colonne ERPT=0) et
sont différents de l’unité (colonne ERPT=1). A long terme, on retrouve le même résultat.
16
Conclusion :
Pour conclure cette étude, l’effet d’une variation du taux de change sur les prix à l’importation est
en général faible aussi bien à court qu’à long terme. L’élasticité pass-through est statistiquement égale
à zéro à court terme (sauf pour la houille). Même à long terme, elle est toujours statistiquement
différente de l’unité sauf pour les biens de la nomenclature CPF, à savoir les produits du sciage, les
panneaux et placages à base de bois et les produits à base de fruits et légumes. Pour chaque bien de la
nomenclature CPF ainsi que les industries de la nomenclature NES, l’élasticité pass-through est
statistiquement la même et égale à zéro. Les biens dont l’ERPT s’écartent de la moyenne sont, à court
terme, la houille, les articles de voyage et maroquinerie, les tubes en acier et accessoires, et les
poissons et les produits de la pêche préparés, et à long terme encore une fois la houille, les poissons et
les produits de la pêche préparés, les tubes en acier et accessoires, ainsi que les huiles, tourteaux et
corps gras. On s’aperçoit que les catégories des biens les plus sensibles à la variation du taux de
change en France sont les biens composés essentiellement de matière première (pétrole, houille, acier,
bois, cuir, huiles, produits de la pêche) et à faible contenu technologique.
Cette étude a montré, comme beaucoup auparavant, que même si le marché mondial est intégré, les
entreprises sont en concurrence imparfaite. C’est l’existence de la marge des industries qui fait que
l’effet d’une variation du taux de change ne se transmet pas complètement à court et à long terme sur
les prix à l’importation des biens. Les entreprises répercutent souvent cet effet sur leurs marges plutôt
que sur les prix pour garder leurs parts de marché.
Le fait d’avoir utilisé les indices des prix plutôt que les indices de valeurs unitaires a permis de
comparer les biens dans le temps et de bien mesurer les coûts marginaux. Néanmoins, comme les
indices de prix ne sont disponibles que très tardivement (à partir de 2005M11), on ne peut pas
s’assurer de la stabilité des modèles et établir une relation structurelle.
Dans une future étude, il est très intéressant de tenir compte de l’endogénéité des variables,
notamment le taux de change, dans l’équation économétrique ainsi que de mesurer la vitesse de
transmission d’une variation du taux de change vers les prix.
17
REFERENCES:
[1] Campa josé Manuel et Gonzalez Minguez José Manuel (2004), “Differences in exchange rate
pass-through in the euro area”, Discussion paper series, Center for Economic policy research.
[2] Campa josé Manuel, Goldberg Linda et Gonzalez Minguez José Manuel (2005), “Exchange
rate pass-through in the euro area”, Staff reports no. 219, Federal Reserve Bank of New York.
[3] Corsetti G., Debola L. et Leduc Sylvain (2005), “DSGE models of high exchange rate volatility
and low pass-through”, International finance discussion papers no. 845, Board of governors of the
Federal Reserve System.
[4] Dickey D.A. et Fuller W.A. (1981), “Likelihood ratio statistics for autoregressive time series with
a unit root”, Econometrica, 49, 1057-1072
[5] Dornbusch R. (1987), “Exchange rate and prices”, American Economic Review 77, pp. 93-106.
[6] Froot Ken et Klemperer Paul (1989), “Exchange rate pass-through when market share matters”,
American Economic Review (September), pp. 637-54.
[7] Gali Jordi et Gertler Mark (1999), “Inflation dynamics: a structural econometric analysis”,
Journal of Monetary Economics, 44, pp. 195-222
[8] Goldberg Pinelopi K. et Knetter Michael M. (1997), “Goods prices and exchange rates: what
have we learned?”, Journal of Economic Literature, pp. 1243-1272.
[9] Kwiatkowski D., Phillips P.C.B., Schmidt P. et Shin Y. (1992), “Testing the null hypothesis of
stationarity against the alternative of a unit root. How sure are we that economic time series have a
unit root?”, Journal of Econometrics, 54, 159-178.
[10] Obstfeld Maurice et Kenneth Rogoff (2000), “New directions for stochastic open economy
model”, Journal of International Economics, 50, pp.117-154.
[11] Pigou Arthur C. (1920), “Some problems of foreign exchange”, Journal of Economics, pp. 46072.
A. Test ADF (Augmented Dickey Fuller) de racine unitaire :
Nomenclature CPF :
a) Test de racine unitaire des séries en niveau :
Constante et
Tendance
Valeur
calculée
Valeur critique
5% (1%)
prix import
Sans constante ni tendance
1.590609
-1.945324
(-2.597025)
prix export
Sans constante ni tendance
2.042434
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
-0.875817
-1.951687
(-2.639210)
prix export
Avec constante et tendance
-1.473520
-3.446464
(-4.033727)
prix import
Sans constante ni tendance
-0.911605
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
-2.406553*
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
1.037569
-1.951687
(-2.639210)
prix export
Sans constante ni tendance
0.873672
-1.943449
(-2.583898)
prix import
Sans constante ni tendance
0.406165
-1.949319
(-2.624057)
prix export
Sans constante ni tendance
0.873672
-1.943449
(-2.583898)
prix import
Avec constante et tendance
2.083449
-3.557759
(-4.273277)
prix export
Sans constante ni tendance
3.044794
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
2.479613
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
3.044794
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
3.079405
-1.950687
(-2.632688)
prix export
Sans constante ni tendance
1.528813
-1.943449
(-2.583898)
Nom des séries
Houille
Articles en textiles
Vêtements en textiles
Articles de voyage et
maroquinerie
Chaussures et articles
chaussants
Produits du sciage
Panneaux et placages à
base de bois
Papiers et cartons en l’état
1
prix import
Sans constante ni tendance
0.085842
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
5.190135
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
1.650340
-1.951000
(-2.634731)
prix export
Sans constante ni tendance
3.747318
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
2.436662
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
2.121846
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Avec constante et tendance
-3.474332
-3.574244
(-4.309824)
prix export
Sans constante ni tendance
3.147038
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
-0.604708
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante et tendance
-3.657208*
-3.595026
(-4.356068)
prix import
Sans constante ni tendance
0.264272
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
2.637463
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
1.258799
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
4.087961
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
0.716029
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
1.446614
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
0.432815
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante et tendance
-2.445465
-3.574244
(-4.309824)
prix import
Sans constante ni tendance
1.318880
-1.952066
(-2.641672)
Articles en papier ou en
carton
Produits pétroliers raffinés
Produits chimiques de base
Produits pharmaceutiques
Savons, parfums et
produits d’entretien
Autres produits chimiques
Produits en caoutchouc
Produits en matière
plastique
Verres et articles en verre
Tubes en acier et
accessoires
2
prix export
Sans constante ni tendance
2.661715
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-0.797105
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
2.588695
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Avec constante et tendance
-2.401835
-3.568379
(-4.296729)
prix export
Avec constante et tendance
-3.246104
-3.447072
(-4.034997)
prix import
Sans constante ni tendance
0.572903
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante et tendance
-1.794036
-3.447072
(-4.034997)
prix import
Sans constante ni tendance
-0.138188
-1.949319
(-2.624057)
prix export
Avec constante et tendance
-1.694320
-3.446464
(-4.033727)
prix import
Sans constante ni tendance
-3.13697**
-1.951000
(-2.634731)
prix export
Avec constante et tendance
-3.003938
-3.574244
(-4.309824)
prix import
Avec constante et tendance
-3.073358
-3.557759
(-4.273277)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-4.42983**
-2.884856
(-3.483751)
prix import
Sans constante ni tendance
-1.277441
-1.946348
(-2.604073)
prix export
Sans constante ni tendance
3.476294
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
1.331468
-1.951000
(-2.634731)
prix export
Avec constante et tendance
-3.124871
-3.574244
(-4.309824)
prix import
Avec constante et tendance
-3.032034
-3.557759
(-4.273277)
prix export
Sans constante ni tendance
5.344338
-1.952910
(-2.647120)
Coutellerie, outillage et
quincaillerie
Autres ouvrages en métaux
Equipements mécaniques
Moteurs, génératrices et
générateurs électriques
Composants électroniques
Appareils de réception,
d’enregistrement, de
reproduction de son ou
d’image
Matériel médicochirurgical
et d'orthopédie
Véhicules automobiles
Equipements pour
automobiles
3
prix import
Sans constante ni tendance
2.376760
-1.949097
(-2.622585)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
3.768007
-2.899619
(-3.517847)
prix import
Sans constante ni tendance
1.475269
-1.951687
(-2.639210)
prix export
Sans constante ni tendance
-0.520827
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Avec constante et mais sans
tendance
-2.674134
-2.967767
(-3.679322)
prix export
Avec constante et tendance
-3.143683
-3.580623
(-4.323979)
prix import
Sans constante ni tendance
2.616597
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante et tendance
-3.186591
-3.580623
(-4.323979)
prix import
Sans constante ni tendance
1.126662
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et tendance
-0.398271
-3.574244
(-4.309824)
prix import
Sans constante ni tendance
0.712255
-1.949319
(-2.624057)
prix export
Sans constante ni tendance
1.526873
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
1.892035
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
2.079664
-1.952910
(-2.647120)
prix import
Sans constante ni tendance
2.434125
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
3.111862
-1.952910
(-2.647120)
Matériel ferroviaire
roulant
Jeux et jouets
Viandes, peaux et produits
à base de viandes
Produits à base de fruits et
légumes
Huiles, tourteaux et corps
gras
Poissons et produits de la
pêche préparés
Boissons
Autres produits
alimentaires
*(**) rejet de l’hypothèse nulle de présence de racine unitaire au seuil statistique de 5% (ou de 1%)
4
b) Test de racine unitaire des séries en taux de croissance :
Constante et
Tendance
Valeur
calculée
Valeur critique
5% (1%)
prix import
Sans constante ni tendance
-10.2872**
-1.945324
(-2.597025)
prix export
Sans constante ni tendance
-4.75323**
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-8.00671**
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante et tendance
-10.1291**
-3.446765
(-4.034356)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.52947**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-10.7079**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.30214**
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
-8.63719**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-6.44037**
-1.949609
(-2.625606)
prix export
Sans constante ni tendance
-8.63719**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Avec constante et tendance
-3.254186
-3.562882
(-4.284580)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-4.71587**
-2.976263
(-3.699871)
prix import
Sans constante ni tendance
-4.29688**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-4.71587**
-2.976263
(-3.699871)
prix import
Avec constante et mais sans
tendance
-6.09573**
-2.951125
(-3.639407)
prix export
Sans constante ni tendance
-5.36276**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.92251**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-5.73503**
-2.971853
(-3.689194)
Nom des séries
Houille
Articles en textiles
Vêtements en textiles
Articles de voyage et
maroquinerie
Chaussures et articles
chaussants
Produits du sciage
Panneaux et placages à
base de bois
Papiers et cartons en l’état
Articles en papier ou en
carton
5
prix import
Sans constante ni tendance
-3.87755**
-1.951332
(-2.636901)
prix export
Sans constante ni tendance
-10.6966**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-4.93574**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-2.507078*
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-3.59069**
-1.952910
(-2.647120)
prix export
Sans constante ni tendance
-4.13534**
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.19664**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-3.482122*
-2.986225
(-3.724070)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.26365**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-0.223904
-1.954414
(-2.656915)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.73675**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-7.75010**
-2.885051
(-3.484198)
prix import
Sans constante ni tendance
-6.03869**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-6.02043**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Avec constante et tendance
-5.04440**
-3.603202
(-4.374307)
prix export
Sans constante ni tendance
-4.44100**
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-1.905651
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
-4.13997**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.95180**
-1.952473
(-2.644302)
Produits pétroliers raffinés
Produits chimiques de base
Produits pharmaceutiques
Savons, parfums et
produits d’entretien
Autres produits chimiques
Produits en caoutchouc
Produits en matière
plastique
Verres et articles en verre
Tubes en acier et
accessoires
Coutellerie, outillage et
quincaillerie
6
prix export
Sans constante ni tendance
-10.2363**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-4.13475**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-5.43873**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-7.20631**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et tendance
-11.1570**
-3.446765
(-4.034356)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.63129**
-1.949609
(-2.625606)
prix export
Avec constante et tendance
-11.0924**
-3.446765
(-4.034356)
prix import
Avec constante et mais sans
tendance
-6.09915**
-2.954021
(-3.646342)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-6.94123**
-2.971853
(-3.689194)
prix import
Avec constante et mais sans
tendance
-5.07292**
-2.960411
(-3.661661)
prix export
Avec constante et tendance
-9.87688**
-3.446765
(-4.034356)
prix import
Sans constante ni tendance
-8.29496**
-1.946447
(-2.604746)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-11.8723**
-2.885051
(-3.484198)
prix import
Sans constante ni tendance
-6.10073**
-1.951332
(-2.636901)
prix export
Avec constante et mais sans
tendance
-5.89163**
-2.971853
(-3.689194)
prix import
Avec constante et mais sans
tendance
-5.18796**
-2.981038
(-3.711457)
prix export
Sans constante ni tendance
-2.311277*
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Avec constante et mais sans
tendance
-6.66899**
-2.936942
(-3.605593)
prix export
Avec constante et tendance
-9.23355**
-3.470032
(-4.083355)
Autres ouvrages en métaux
Equipements mécaniques
Moteurs, génératrices et
générateurs électriques
Composants électroniques
Appareils de réception,
d’enregistrement, de
reproduction de son ou
d’image
Matériel médicochirurgical
et d'orthopédie
Véhicules automobiles
Equipements pour
automobiles
Matériel ferroviaire
roulant
7
prix import
Sans constante ni tendance
-5.17487**
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Sans constante ni tendance
-7.67594**
-1.943427
(-2.583744)
prix import
Sans constante ni tendance
-4.09025**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-2.648633*
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-4.68421**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-2.092080*
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-3.29143**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et tendance
-4.01497**
-3.580623
(-4.323979)
prix import
Sans constante ni tendance
-7.01755**
-1.949609
(-2.625606)
prix export
Sans constante ni tendance
-2.503500*
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.69462**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-4.60680**
-1.953381
(-2.650145)
prix import
Sans constante ni tendance
-3.10629**
-1.952910
(-2.647120)
prix export
Sans constante ni tendance
-3.40810**
-1.953381
(-2.650145)
Jeux et jouets
Viandes, peaux et produits
à base de viandes
Produits à base de fruits et
légumes
Huiles, tourteaux et corps
gras
Poissons et produits de la
pêche préparés
Boissons
Autres produits
alimentaires
*(**) rejet de l’hypothèse nulle de présence de racine unitaire au seuil statistique de 5% (ou de 1%)
8
c) Remarques :
1- le prix à l’importation des produits du sciage n’est pas stationnaire au seuil statistique de 5%
mais de 10%, avec une valeur critique égale à -3.215267.
2- le prix à l’exportation des autres produits chimiques n’est pas stationnaire avec le test ADF
mais l’est avec le test de KPSS (Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin).
Null Hypothesis: DIV_CHIM_US_VM is stationary
Exogenous: Constant
Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)
LM-Stat.
Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic
Asymptotic critical values*:
1% level
5% level
10% level
0.129353
0.739000
0.463000
0.347000
3- le prix à l’importation des tubes en acier et accessoires n’est pas stationnaire au seuil
statistique de 5% mais de 10%, avec une valeur critique égale à -1.6104.
9
Nomenclature NES :
a) Test de racine unitaire des séries en niveau :
Constante et
Tendance
Valeur
calculée
Valeur critique
5% (1%)
prix import
Sans constante ni tendance
2.471382
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
3.379499
-2.885051
(-3.484198)
prix import
Sans constante ni tendance
1.984861
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
3.857061
-2.884856
(-3.483751)
prix import
Sans constante ni tendance
-1.243221
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
3.987689
-2.884856
(-3.483751)
prix import
Sans constante ni tendance
0.153976
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
3.124130
-2.885249
(-3.484653)
prix import
Sans constante ni tendance
-0.503811
-1.952066
(-2.641672)
prix export
Avec constante et tendance
0.610720
-3.446464
(-4.033727)
prix import
Avec constante mais sans
tendance
-3.278830*
-2.991878
(-3.737853)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
4.097532
-2.885051
(-3.484198)
Nom des séries
Ensemble de l’industrie
Produits des industries
agricoles et alimentaires
Biens de consommation
Produits de l’industrie
automobile
Biens d’équipement
Biens intermédiaires
*(**) rejet de l’hypothèse nulle de présence de racine unitaire au seuil statistique de 5% (ou de 1%)
10
b) Test de racine unitaire des séries en taux de croissance :
Constante et
Tendance
Valeur
calculée
Valeur critique
5% (1%)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.73596**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
-13.2950**
-2.885051
(-3.484198)
prix import
Sans constante ni tendance
-3.44073**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et tendance
-9.56759**
-3.446765
(-4.034356)
prix import
Sans constante ni tendance
-4.47836**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et tendance
-9.61055**
-3.447072
(-4.034997)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.73596**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante mais sans
tendance
-13.2950**
-2.885051
(-3.484198)
prix import
Sans constante ni tendance
-5.35571**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Sans constante ni tendance
-9.45152**
-3.446765
(-4.034356)
prix import
Sans constante ni tendance
-3.48596**
-1.952473
(-2.644302)
prix export
Avec constante et tendance
-8.60336**
-3.446765
(-4.034356)
Nom des séries
Ensemble de l’industrie
Produits des industries
agricoles et alimentaires
Biens de consommation
Produits de l’industrie
automobile
Biens d’équipement
Biens intermédiaires
*(**) rejet de l’hypothèse nulle de présence de racine unitaire au seuil statistique de 5% (ou de 1%)
11
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pourcentage
B. Structure des importations françaises :
structure des échanges en 2007 pour la France
25
20
15
Série1
10
5
0
Les 20 premiers fournisseurs de la France (source INSEE)