Déterminants macroéconomiques

Comme on l’évoquait dans l’introduction de ce chapitre, les modèles macroécono- miques récents qui s’intéressent au phénomène de pass-through incomplet apportent des éléments théoriques permettant d’expliquer des écarts entre marchés importateurs en ce qui concerne la réaction des firmes aux variations de change. L’avantage de la stra-

tutions favorisant la concurrence sur les marchés serait caractérisé par des marchés en moyenne plus concurrentiels, et ce quel que soit le secteur considéré. Dans ce qui suit, on parle donc de déterminants “macroéconomiques” du pass-through pour qualifier tout facteur influençant l’ensemble des exportateurs, quel que soit le secteur considéré.

tégie empirique utilisée ici est qu’elle permet de tester directement les prédictions de ces modèles sur données sectorielles. On peut alors examiner dans quelle mesure les ef- fets d’équilibre général étudiés par les modèles macroéconomiques sont pertinents pour expliquer les écarts de pass-through résultants du comportement stratégique des firmes exportatrices.

Dans ce qui suit, on s’intéresse principalement à trois déterminants potentiels des écarts de pass-through entre importateurs :

– les écarts entre pays en terme de volatilité du change : les résultats théoriques de Devereux et al. (2004), Corsetti & Pesenti (2005) et Engel (2005) suggèrent en effet que le pass-through devrait être positivement corrélé à la volatilité du taux de change du pays importateur. En effet, le risque de change supporté par l’exportateur adoptant une stratégie de PTM diminue quand la monnaie du pays se stabilise. Dans un cadre d’équilibre général, les exportateurs sont donc incités à adopter une stratégie de lissage de leurs prix dans une monnaie pour laquelle les fluctuations de change sont suffisamment faibles,

– l’ampleur de l’intégration de chaque pays dans le commerce mondial : on s’inspire ici de l’argument de Taylor (2000) qui explique la propension au pricing-to-market par les pressions concurrentielles que s’exercent les firmes entre elles. Pour tester cette hypothèse, Taylor (2000) utilise une méthode indirecte utilisant comme va- riable explicative non pas un indicateur de l’intensité des pressions concurrentielles mais une mesure de l’inflation, l’idée étant que la stabilisation des prix favorise les comportements d’arbitrage des consommateurs renforçant la concurrence. Cette approche n’est pas pertinente ici car l’inflation est susceptible d’être corrélée avec la volatilité du taux de change. Dans ce qui suit, l’hypothèse de Taylor est donc tes- tée en utilisant une mesure de l’intégration des marchés au commerce mondial. En effet, si on admet que les pressions concurrentielles sont plus fortes dans un marché

intégré sur lequel de nombreuses entreprises se font concurrence et si l’argument théorique de Taylor est validée empiriquement, on devrait observer un pass-through plus faible sur des marchés relativement intégrés au commerce international, – les écarts de PIB par tête entre marchés importateurs : on s’attend ici à observer

un pass-through plus faible en direction de pays au PIB par tête élevé. En effet, si les pays riches représentent des marchés stratégiques pour les exportateurs, ces derniers ont une incitation forte à augmenter leur part de marché dans ces pays ce qui les pousse à adopter des stratégies de pricing-to-market.

Les résultats de cette analyse sont résumés dans le tableau 2.4. Chaque colonne corres- pond à une estimation dans laquelle les coefficients sectoriels estimés (ˆγjc_{) sont expliqués}

par :

– un vecteur d’effets fixes sectoriels, servant de contrôle pour les déterminants du pass-through liés à la nature du bien échangé,

– un ou plusieurs des déterminants macroéconomiques précédents mesurés par13 _i)

la volatilité du taux de change nominal entre la monnaie de j et le dollar (T CV olj exprimée en %)14_{, ii) un indicateur d’intégration du marché j, calculé confor-}

mément aux modèles structurels d’Economie Géographique par Head & Mayer (2004b)15 _{(IN T}j _{qui augmente quand j devient plus intégré au niveau mondial),}

iii) le logarithme du PIB par tête moyen de l’importateur j, au cours de la période d’estimation, utilisé comme variable proxy de la richesse du pays (LCGDPj _en

13_{Tous les détails concernant la mesure de ces indicateurs “macroéconomiques” sont fournis en Annexe}

A.2.

14_{Idéalement, il faudrait calculer la volatilité du taux de change effectif de j. Cependant, dans la}

mesure où les Etats-Unis sont un gros fournisseur de biens pour la plupart des pays considérés et que, même en provenance d’autres pays, les biens exportés sont souvent facturés en dollars, cette approximation devrait être satisfaisante. L’utilisation du taux de change effectif n’est pas évidente ici puisque le poids de chaque pays dans cette variable évolue au cours de la période couverte par les coefficients estimés qui servent de variable dépendante.

Parité des Pouvoirs d’Achat), .

D’après les arguments théoriques ci-dessus, on s’attend à obtenir un coefficient positif associé à T CV olj, tandis que l’influence de IN Tj et de LCGDPj devrait être négative. Si on note M ACROj _{le vecteur contenant les déterminants macroéconomiques j-}

spécifiques dont l’influence sur les comportements de pass-through est étudiée, la forme générale de l’estimation est la suivante :

ˆ

γjc = M ACROj+ f ixc + εjc (2.4)

Cette équation est estimée par la méthode des moindres carrés pondérés, utilisant comme pondérations l’inverse des écarts-type estimés pour tenir compte de l’erreur d’estimation de première étape16_{. Dans un premier temps, chacune des variables macroéconomiques}

est introduite séparément (colonnes A à C du tableau 2.3). La robustesse des résultats univariés est ensuite testée en introduisant les variables macroéconomiques deux par deux (colonnes D à F) puis toutes ensemble (colonne G). Ces estimations multivariées permettent de comparer l’influence relative de chaque facteur et de vérifier que les effets mis en évidence ne sont pas colinéaires.

Ces estimations suggèrent que le pass-through est plus élevé lorsque le taux de change du pays importateur est volatile (colonne A), lorsque son PIB par tête est relativement faible (colonne B) et sur des marchés faiblement intégrés au commerce international (colonne C). L’analyse multivariée permet de confirmer ces résultats. L’introduction simultanée dans l’équation estimée du degré d’intégration des marchés avec la volatilité du change (colonne E) ou le PIB par tête (colonne F) aboutit à des coefficients qui restent significatifs et du signe attendu. Dans les deux cas cependant, les coefficients sont plus

16_{Ici aussi, il conviendrait de vérifier la robustesse des résultats à l’utilisation d’une méthode, plus}

Tab. 2.3 – Déterminants macroéconomiques des coefficients sectoriels de pass-through

Variable dépendante : ˆγjc

Modèle (A) (B) (C) (D) (E) (F) (G) Constante 0.71(a) 1.49(a) 0.80(a) 1.41(a) 0.75(a) 1.31(a) 1.37(a)

(.249) (.273) (.233) (.260) (.233) (.253) (.260) T CV OLj _1.99(a) _{−0.10 1.08}(a) _−0.25

(.280) (.253) (.191) (.259) LCGDPj _−0.08(a) _−0.07(a) _−0.06(a) _−0.06(a)

(.007) (.008) (.006) (.008) IN Tj _−1.07(a) _−0.67(a) _−0.34(b) _−0.37(a)

(.111) (.131) (.134) (.137) Effets fixes Oui Oui Oui Oui Oui Oui Oui Nb Obs 18793 17680 18793 17680 18793 17680 17680 R2 ajusté 14.0% 14.0% 17.7% 18.1% 17.9% 18.1% 18.1%

(a),(b) _{correspondent, respectivement, à un coefficient significatif au seuil de 1 et 5%.}

faibles (en valeur absolue) que dans la régression univariée. En revanche, le coefficient relatif à la volatilité du change devient non significatif, quand cette variable est associée à celle mesurant le PIB par tête (colonnes D et G). Cette perte de significativité suggère l’existence d’un problème de multi-colinéarité entre ces variables17_{. La faible robustesse}

des résultats relatifs à l’impact de la volatilité des changes pourrait également être liée à un problème de causalité inverse. En effet, Betts & Devereux (1996) expliquent la volatilité du taux de change par les comportements de PTM dans un modèle d’équilibre général.

Ces régressions permettent néanmoins de valider certaines intuitions des modèles macroéconomiques de pricing-to-market. Elles suggèrent que le pass-through moyen est significativement plus faible en direction de pays riches et intégrés dans le commerce international. En revanche, l’influence de la volatilité du taux de change étudiée notam- ment par Devereux et al. (2004), Corsetti & Pesenti (2005) ou Engel (2005) apparaît

moins robuste. Dans la mesure où les caractéristiques testées sont spécifiques à chaque pays, ces effets peuvent expliquer les différences de pass-through entre pays importateurs observés dans les estimations agrégées. Cependant, les mécanismes mis en évidence sont fondamentalement microéconomiques et leur intensité peut varier en fonction des carac- téristiques de la firme. Il est donc crucial de les aborder dans des modèles théoriques micro-fondés (comme le fait la littérature macroéconomique récente) et de les tester au niveau désagrégé, comme dans le présent chapitre.

2.4

Conclusion

Après avoir mis en évidence dans le chapitre précédent la forte hétérogénéité inter- sectorielle des comportements moyens de pricing-to-market des firmes exportatrices, les estimations de ce chapitre ont permis d’étudier les écarts de pass-through à destination de différents pays importateurs d’un même bien. Même avec cette méthode qui réduit les effets de composition, on observe une hétérogénéité entre pays importateurs en terme de sensibilité des prix aux variations de change. Ce résultat suggère que les exportateurs adoptent des stratégies de PTM différenciées selon le pays où sont vendus les biens.

A partir des coefficients de PTM estimés dans la double dimension “produit” et “pays importateur”, on commence par décomposer l’hétérogénéité estimée en une composante sectorielle pure, une composante “pays” et une composante résiduelle attribuable à des caractéristiques propres au pays importateur et au secteur considéré. Cette décomposi- tion montre que la plupart des écarts de pass-through relève de la composante résiduelle, i.e. de spécificités propres au secteur importateur considéré. Ce résultat est conforme aux résultats théoriques du chapitre 1 qui mettent en évidence le rôle de déterminants propres au secteur et au marché considéré (forme de la fonction de demande, structure compétitive du marché importateur, etc.) pour expliquer les stratégies de PTM. En de-

hors de ces déterminants, une part relativement élevée de l’hétérogénéité s’explique par les effets fixes sectoriels, i.e. par la nature des biens échangés. Enfin, bien que le pou- voir explicatif des effets fixes “impotateurs” soient faibles, les coefficients de PTM sont également influencés par des spécificités macroéconomiques du pays importateur.

L’étude de cette composante “macroéconomique” des coefficients de PTM estimés montre que le pass-through en direction des Etats-Unis mais aussi du Canada ou du Ja- pon est structurellement plus faible, résultat conforme à la littérature empirique sur données agrégées. Comme le montrent Goldberg & Tille (2006), ces asymétries ont des conséquences importantes en terme de politique économique puisqu’elles impliquent qu’en dehors de tout effet de composition sectorielle, l’ajustement réel des échanges internationaux aux fluctuations de change varie d’un pays à l’autre.

Ces écarts “macroéconomiques” sont interprétés ici comme le reflet de spécificités propres à chaque pays, influençant les décisions de prix des firmes exportatrices. En effet, plusieurs modèles de la Nouvelle Macroéconomie Ouverte montrent comment cer- taines variables macroéconomiques peuvent affecter les stratégies de prix et la taille du pass-through. Quand on teste ces prédictions théoriques à partir des coefficients de PTM estimés dans la double dimension produit et pays, on montre que le pass-through est en moyenne plus faible en direction de pays dont le taux de change est peu volatile. D’après les résultats de plusiurs macroéconomiques, ce résultat s’explique par la corrélation posi- tive entre la volatilité du change et le coût d’une stratégie de lissage des effets du change sur les prix en monnaie locale. D’autre part, il apparaît que la taille du pass-through est négativement corrélée avec le PIB par tête du pays. En effet, les pays riches représentent des marchés stratégiques pour les entreprises exportatrices ce qui renforce leur incitation à maintenir leur part de marché en cas de choc de change, en compensant les hausses de prix par des ajustements de leur marge. Enfin, on montre que le pass-through est plus faible en direction de pays relativement intégrés au commerce international. L’interpré-

tation qui est faite de ce résultat est que l’ouverture aux échanges d’un pays provoque l’entrée de nouvelles firmes sur son marché ce qui accroît les pressions concurrentielles et incite les producteurs étrangers à adopter des stratégies de pricing-to-market.

L’estimation sur données sectorielles de l’impact des variables macroéconomiques sur les stratégies de pass-through confirme dont les intuitions des modèles théoriques. Néanmoins, la part de l’hétérogénéité des coefficients de pass-through expliquée par les variables macroéconomiques est faible. En effet, les écarts de pass-through s’expliquent principalement par des spécificités sectorielles, influençant le risque de demande perçu par la firme en cas de choc de change. Dès lors, on peut s’interroger sur la pertinence des modèles étudiant les interactions possibles entre les choix de politique monétaire optimale et le degré de pass-through dans un cadre d’équilibre général18. En effet, dans la mesure où les stratégies de pass-through dépendent principalement de spécificités individuelles, on peut douter de l’efficacité d’une politique économique visant à influencer le niveau du pass-through.

Pour conclure, les estimations des deux chapitres de cette première partie confirment l’intérêt d’une modélisation micro-fondée du phénomène de pass-through incomplet. L’étude théorique de la réaction des firmes à des variations de change dans un cadre de marchés segmentés montre en effet que les comportements de pass-through relèvent de stratégies complexes influencées par de nombreux facteurs propres à la firme expor- tatrice et au marché sur lequel elle vend ses produits. Ces résultats sont confirmés par la forte hétérogénéité des distributions de coefficients estimés, hétérogénéité qui porte à la fois sur la dimension sectorielle et sur la dimension géographique. Le caractère désa- grégé de l’approche empirique permet en outre de tester directement plusieurs intuitions des modèles théoriques susceptibles d’expliquer ces écarts. En particulier, on montre

que la propension des firmes à lisser l’impact des variations de change sur les prix à l’importation dépend fondamentalement de la forme de la demande à laquelle elles font face sur chaque marché importateur. Celle-ci dépend du type de bien importé, de la taille du marché importateur mais aussi de la forme de la concurrence à laquelle les entreprises font face. Ces déterminants varient d’un secteur et d’un pays importateur à l’autre, hétérogénéité que les estimations sur données macroéconomiques ne peuvent identifier. Ces résultats confirment donc l’intérêt de la démarche désagrégée pour étudier les déterminants du pass-through.

Pour étendre ce travail, plusieurs pistes de recherche peuvent être envisagées. Du point de vue empirique, l’extension naturelle de cette étude est d’estimer des coefficients de PTM au niveau de la firme individuelle ce qui permettrait de mieux identifier les déterminants microéconomiques des comportements sous-jacents. En outre, il serait in- téressant de pouvoir identifier la nature des relations entre l’exportateur et son client, pour distinguer en particulier le commerce intra-firme des échanges se faisant sur les mar- chés internationaux. Enfin, du point de vue théorique, il serait intéressant de construire un modèle de Pricing-to-Market tenant compte de l’hétérogénéité des comportements individuels, en utilisant par exemple l’approche développée par Mélitz (2003). Etudier dans un cadre d’équilibre général la manière dont l’hétérogénéité des stratégies de prix influence le pass-through agrégé pourrait permettre de mieux comprendre certains faits stylisés concernant l’évolution tendancielle du pass-through.

Annexes A

A.1

Fixation des prix à l’exportation et

Pricing-to-

Market en équilibre partiel

A.1.1

Monopole

On considère une firme i qui produit un bien k en monopole avec une technologie à rendements constants n’utilisant que des facteurs locaux. Sa production est ensuite vendue sur N marchés segmentés. En outre, on tient compte cette fois-ci de l’existence d’un coût à l’échange international, modélisée par un coût iceberg Ttijk (cf. Samuelson

(1954)). La résolution du programme de maximisation du profit réalisé sur le marché j conduit aux conditions d’optimisation suivantes :

0 = Ptijk(η ijk t − 1) − η ijk t Cmikt 0 > ∂P ijk t ∂Qijk_t (η ijk t − 1) + ∂η_tijk ∂Qijk_t (P ijk t − Cmikt )

où P_tijk est le prix à l’exportation hors coûts de transport du bien k en direction du marché j, Cmik

t est le coût marginal de production, supposé exogène à la firme, et η ijk t

est l’inverse de l’élasticité-prix de la demande sur le marché j : η_tijk ≡ − ∂ ln Q ijk t ∂ ln(T_tijkP_tijk/S_tij) = η ijk t T_tijkP_tijk S_tij , Z jk t !

L’élasticité de la demande est écrite comme une fonction du prix en monnaie locale (T_tijkP_tijk/S_tij avec S_tij le taux de change bilatéral permettant de convertir le prix en monnaie de l’importateur) et d’un certain nombre de variables décrivant les conditions de ventes sur le marché j (regroupées dans le vecteur Z_tjk).

(équation (1.1) du chapitre 1) :

Ptijk = Cmikt

ηijk_t η_tijk− 1

qui n’implique un profit opérationnel positif que si l’élasticité de la demande est supé- rieure à un, condition qu’on suppose vérifiée dans ce qui suit. Après simplification, la condition du second ordre devient :

η_tijk− 1 + ξ_Tηijkijk_Pijk_/Sij

η_tijk− 1 > 0 avec ξ

ηijk

Tijk_Pijk_/Sij ≡

∂ ln η_tijk ∂ ln(T_tijkP_tijk/S_tij)

Pour dériver la forme analytique du coefficient de PTM, défini comme l’élasticité du prix P_tijk au taux de change S_tij, on part de la forme logarithmique de la condition du premier ordre : pijk_t = cmik_t + ln " η_tijk T ijk t P ijk t S_tij , Z jk t !# − ln " ηijk_t T ijk t P ijk t S_tij , Z jk t ! − 1 #

à laquelle on applique un développement de Taylor autour du point (TtijkP ijk t /S ij t , Z jk t ) =

(1, 1)1_{. Si le coût marginal de production ne dépend ni du prix en monnaie locale, ni des}

variables du vecteur Z_tjk, on obtient l’équation de prix suivante : pijkt = cmikt + ln ηijk ηijk_{− 1} ! + ∂ ln η ijk t ∂ ln(T_tijkP_tijk/S_tij)      (1,1) ln T ijk t P ijk t Stij ! + ∂ ln η ijk t ∂ ln Ztjk     _(1,1) ln Z_tjk− ∂ ln(η ijk t − 1) ∂ ln ηtijk ∂ ln η_tijk ∂ ln(TtijkP ijk t /S ij t )      (1,1) ln T ijk t P ijk t S_tij ! − ∂ ln(η ijk t − 1) ∂ ln ηijk_t ∂ ln ηtijk ∂ ln Z_tjk     _(1,1) ln Z_tjk ⇔ pijk_t = cmik_t + ln η ijk ηijk_{− 1} ! − ξ ηijk Tijk_Pijk_/Sij ηijk_{− 1} (t ijk t + p ijk t − s ij t ) − ξ_Zηijkjk ηijk_{− 1}z jk t

où ηijk _{est l’élasticité-prix de la demande au point (T}ijk t P ijk t /S ij t , Z jk t ) = (1, 1) tandis

1_{Ce point est choisi de façon à alléger les notations. Cependant, on obtiendrait le même coefficient}

de PTM si on choisissait un autre point de référence. Seule la constante de l’équation de prix est en effet affectée par le choix du point fixe.

que ξ_Tηijkijk_Pijk_/Sij est sa dérivée logarithmique par rapport au prix en monnaie locale en

ce point. ξη_Zijkjk est quant-à-elle définie comme l’élasticité de η

ijk

t aux variables de Z jk t .

Dans ce qui suit, on note ξTijk

Sij l’élasticité du coût de transport aux variations du

taux de change2 _{: ξ}Tijk Sij ≡ ∂t

ijk t /∂s

ij

t . Si on tient compte de cette source additionnelle de

sensibilité des prix aux variations de change, on trouve après simplification l’équation de prix suivante : pijkt = (1 − β ijk M C) " cmik_t + ln η ijk ηijk_{− 1} !# + β_{M C}ijk (1 − ξ_STijijk)s ij t − ξ_Zηijkjk

ξ_Tηijkijk_Pijk_/Sij

β_{M C}ijk ztjk avec β_{M C}ijk ≡ ξ ηijk Tijk_Pijk_/Sij ηijk_{− 1 + ξ}ηijk Tijk_Pijk_/Sij Pour ξTijk

Sij = 0, on retrouve l’équation de prix (1.2) du chapitre 1. D’après la condition

du second ordre pour ηijkt > 1, on a : ηijk− 1 + ξ ηijk

Tijk_Pijk_/Sij > 0 de sorte que le signe

de β_{M C}ijk ne dépend que de celui de l’élasticité ξ_Tηijkijk_Pijk_/Sij. En outre, on vérifie que la

sensibilité des coûts de transport aux variations de change est négativement corrélée à l’intensité du PTM : si le coût de transport augmente quand la monnaie de l’exportateur s’apprécie (ξTijk

Sij < 0) alors le coefficient de PTM est plus élevé que lorsque les coûts

de transport sont insensibles aux mouvements de change. Enfin, la relation entre le coefficient de PTM et le coefficient de pass-through est affectée par la sensibilité des

Dans le document Segmentation des marchés internationaux et globalisation en macroéconomie ouverte (Page 101-130)