Tableau 5 : Équation de court terme (2001 :2-2012 :2)
5.4 Effets d’asymétrie sur l’endettement
Dans la dernière partie de notre analyse empirique, nous vérifions si certains effets d’asymétrie sont observables au niveau de l’endettement des ménages à court terme. Étant donné la similitude des résultats précédents, cette analyse est effectuée uniquement pour l’endettement total (lnCRt). Nous voulons donc
vérifier si l’impact sur l’endettement pour fin de consommation d’une hausse du revenu, du prix des maisons ou de l’indice boursier est identique, plus important ou moins important que celui d’une baisse dans ces valeurs. L’impact d’une baisse de la valeur de la richesse financière ou immobilière pourrait être plus faible que celui d’une hausse si l’endettement est incompressible ou si des effets d’habitude de consommation existent par exemple.
Pour tester empiriquement la présence d’asymétrie, les variables suivantes sont créées pour le revenu disponible par exemple:
32 ΔlnRDt+ = ΔlnRDt si le changement est positif
= 0 si le changement est négatif Et,
ΔlnRDt‒ = ΔlnRDt si le changement est négatif
= 0 si le changement est positif
Des variables semblables sont créées pour le prix de l’immobilier et pour la valeur de l’indice boursier. Les équations de court terme estimées prendront alternativement les formes suivantes :
∆ ln(𝐶𝑅𝑡) = 𝜏1+ 𝜏2∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡+ 𝜏3∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡+ 𝜏4𝑎∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡++ 𝜏4𝑏∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡− + 𝜏5𝑟𝑡+ 𝜏6𝐼𝐶𝑡+ 𝜏7𝜀𝑡−1+ ∑ 𝜏8∆𝑙𝑛𝐶𝑅𝑡−1+ 𝜃𝑡−1 (15a) ∆ ln(𝐶𝑅𝑡) = 𝜏1+ 𝜏2∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡+ 𝜏3𝑎∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡+ + 𝜏3𝑏∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡−+ 𝜏4∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡 + 𝜏5𝑟𝑡+ 𝜏6𝐼𝐶𝑡+ 𝜏7𝜀𝑡−1+ ∑ 𝜏8∆𝑙𝑛𝐶𝑅𝑡−1+ 𝜃𝑡−1 (15b) ∆ ln(𝐶𝑅𝑡) = 𝜏1+ 𝜏2𝑎∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡++ 𝜏2𝑏∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡− + 𝜏3∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡+ 𝜏4∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡 + 𝜏5𝑟𝑡+ 𝜏6𝐼𝐶𝑡+ 𝜏7𝜀𝑡−1+ ∑ 𝜏8∆𝑙𝑛𝐶𝑅𝑡−1+ 𝜃𝑡−1 (15c)
L’hypothèse nulle de symétrie implique l’égalité des coefficients associés aux changements négatifs et aux changements positifs. Dans le cas de du revenu disponible par exemple, le test est le suivant :
H0 : 𝜏4𝑎 = 𝜏4𝑏 → symétrie H1 : 𝜏4𝑎 ≠ 𝜏4𝑏 → asymétrie
Le même test peut s’appliquer aux deux autres variables de richesse.
En effectuant les régressions on constate, au Tableau 9, qu’une hausse du revenu disponible affecte plus fortement la décision des ménages canadiens de s’endetter. Dans la régression de court terme sans distinction des hausses et baisses, on trouvait un résultat de 0,034. Après distinction des valeurs pour une hausse du revenu disponible, la valeur sur le crédit à la consommation est de 0,203 soit un coefficient presque six fois plus élevé. De plus, le coefficient estimé est plus significatif que dans le cas sans asymétrie.
Par contre, le coefficient estimé pour les baisses de revenu est négatif et non significatif. Une valeur négative pour τ4b implique qu’une baisse du revenu disponible conduirait à une hausse de l’endettement
33
absolu. Ceci semble peu probable et explique sans doute pourquoi le coefficient estimé est non significatif. On peut donc conclure de cette régression que les baisses de revenus n’affectent pas significativement l’endettement. Le résultat du test d’asymétrie a une valeur de test de 2,49 avec un niveau de significativité de 0,1188. Ce test indique que l’hypothèse nulle (la symétrie) n’est pas rejetée à un niveau de confiance de 5%. Tous les autres coefficients de la régression sont très semblables à ceux rapportés au Tableau 3.
Tableau 9 : Les résultats avec asymétrie pour le revenu (1990 :1- 2012 :1)
∆ ln(𝐶𝑅𝑡) = 𝜏1+ 𝜏2∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡+ 𝜏3∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡+ 𝜏4𝑎∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡++ 𝜏4𝑏∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡− + 𝜏5𝑟𝑡+ 𝜏6𝐼𝐶𝑡+ 𝜏7𝜀𝑡−1+ ∑ 𝜏8∆𝑙𝑛𝐶𝑅𝑡−1+ 𝜃𝑡−1 (15a)
Variables Coefficient d’asymétrie Erreurs standards
𝜏1 .0985937 .0759727 𝜏2 .1670779 .1160024 𝜏3 .0143361 .0112971 𝜏4𝑎 𝜏4𝑏 .2025315 -.1059483 .1247353 .1105669 𝜏5 -.0967018 .0655851 𝜏6 .0264743 .0073008 𝜏7 𝜏8 -.0132344 .0985937 .0243447 .0759727 R2=0,42; F(8,78)=7,12; RootMSE=0,0074
Le Tableau 10 présente les résultats de l’estimation de court terme avec asymétrie pour la richesse financière des ménages.
∆ ln(𝐶𝑅𝑡) = 𝜏1+ 𝜏2∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡+ 𝜏3𝑎∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡+ + 𝜏3𝑏∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡−+ 𝜏4∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡 + 𝜏5𝑟𝑡+ 𝜏6𝐼𝐶𝑡+ 𝜏7𝜀𝑡−1+ ∑ 𝜏8∆𝑙𝑛𝐶𝑅𝑡−1+ 𝜃𝑡−1 (15b)
Pour ce qui est de la richesse financière, la différence est dans le même sens que pour le Revenu. En effet, une hausse de la valeur de l’indice IB de Toronto va occasionner une hausse dans la demande de crédit à la consommation qui est estimée à 0,051 soit une valeur presque quatre fois plus élevée que celle estimée dans l’équation sans asymétrie (voir Tableau 3). Le coefficient estimé est aussi plus significatif que dans le cas symétrique. Par ailleurs, le coefficient estimé pour les changements négatifs dans l’indice de richesse financière est presque nul et n’est pas significatif. Ces résultats indiquent que les hausses dans la richesse financière viendraient donc alimenter l’endettement pour fin de consommation des ménages, mais les
34
baisses ne se traduiraient pas par des changements en sens inverse. Le résultat du test d’asymétrie a une valeur de test de 2,78 avec un niveau de significativité de 0,0997. Ce test indique que l’hypothèse nulle n’est pas rejetée à un niveau de confiance de 5%, mais est rejetée à 10%. Comme pour le cas précédent, les autres coefficients estimés sont semblables à ceux du Tableau 3.
Tableau 10 : Les résultats avec asymétrie pour la richesse financière (1990 :1- 2012 :1)
Variables Valeur du Test Erreur Standards
𝜏1 .0726833 .0766985 𝜏2 .1669149 .1153941 𝜏3𝑎 .0511943* .0248921 𝜏3𝑏 -.0076214 .0172946 𝜏4 -.0038756 .0691562 𝜏5 𝜏6 -.0779156 .0286546* .0661161 .0072809 𝜏7 𝜏8 -.0062636 .0212977 .0241503 .0328281 R2=0,42; F(8,78)=7,18; RootMSE=0,0074
Le Tableau 11 présente les résultats avec asymétrie pour le prix de l’immobilier
∆ ln(𝐶𝑅𝑡) = 𝜏1+ 𝜏2𝑎∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡++ 𝜏2𝑏∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑡− + 𝜏3∆𝑙𝑛𝐼𝐵𝑡+ 𝜏4∆𝑙𝑛𝑅𝐷𝑡 + 𝜏5𝑟𝑡+ 𝜏6𝐼𝐶𝑡+ 𝜏7𝜀𝑡−1+ ∑ 𝜏8∆𝑙𝑛𝐶𝑅𝑡−1+ 𝜃𝑡−1 (15c)
Pour la richesse Immobilière l’asymétrie est inversée une baisse de celle-ci affecte plus la demande de crédit que sa hausse. La hausse affecte tout de même significativement la demande, et son impact est estimé au double de ce qui est rapporté au Tableau 3. Par contre l’équation indique que les baisse dans le prix des maisons influence positivement l’endettement pour fin de consommation à court terme. Il est possible que ce résultat s’explique par le fait que bien que la richesse immobilière diminue quand le prix des maisons diminue, ce qui devrait faire baisse la consommation et l’endettement pour fin de consommation (donc on devrait avoir un coefficient positif), les paiements à faire à chaque mois diminuent aussi pour les hypothèques sur les maisons quand le prix de celles-ci diminue. Avec des paiements moins importants à faire pour les propriétés, il semble que les consommateurs en profitent à court terme pour s’endetter davantage pour fin de consommation. Statistiquement, ce résultat de la baisse du prix des maisons serait plus important que celui d’une hausse sur l’endettement des ménages. Idéalement pour mieux identifier les différents effets de la variation du prix des maisons pour les individus, il aurait fallu pouvoir enlever la valeur des hypothèques de la valeur des propriétés. Finalement, le résultat du test d’asymétrie a une valeur de test
35
de 5,86 avec un niveau de significativité de 0,0179. Ce test indique que l’hypothèse nulle est rejetée à un niveau de confiance de 5%.
Tableau 11 : Les résultats avec asymétrie pour la richesse Immobilière (1990 :1- 2012 :1)
Variables Valeurs paramètres Erreurs standards
𝜏1 .0207103 .0865023 𝜏2𝑎 .2586225 .1356571 𝜏2𝑏 -1.109798* .4984731 𝜏3 .0032493* .0027233 𝜏4 .0120083 .0640039 𝜏5 𝜏6 -.0610501 .0326658 -.0610501 .0075743 𝜏7 𝜏8 .0005463 .0676509 .022805 .0352741 R2=0,45; F(8,78)=8,13; RootMSE=0,0072
Globalement, les résultats de cette section sur la présence de possibles effets d’asymétrie indiquent que l’endettement des ménages canadiens pour fin de consommation a eu tendance à augmenter quand le revenu disponible et la richesse financière ont augmentés mais qu’il n’a pas diminué quand ces variables ont subi une chute. Par contre, l’effet des fluctuations dans le prix des maisons semble être positif sur l’endettement en tout temps. Il faudrait remarquer cependant que les résultats concernant les effets asymétriques du prix des maisons ne sont peut-être pas très robustes car le graphique 4 montre qu’il y a eu en fait très peu de périodes de baisses dans le prix des maisons au Canada pendant la période à l’étude.
36
Conclusion
Le but de cette étude était de comprendre quels sont les facteurs qui ont joué sur l’offre et la demande de crédit à la consommation au Canada entre les périodes de 1990 à 2012. Les différentes régressions réalisées font clairement ressortir le revenu disponible (donc la richesse monétaire) d’un individu comme le critère qui joue le plus fort impact sur la décision d’emprunt des ménages que ce soit dans le long terme ou le court terme. Le test d’asymétrie n’a pas permis de distinguer de différence d’amplitude entre l’impact de la hausse ou de la baisse des revenus sur l’endettement pour fin de consommation.
Les autres variables (richesse financière et richesse immobilière) jouent aussi un rôle significatif pour expliquer l’endettement. Dans le cas de la richesse immobilière, une forte hausse du prix de l’immobilier affecte de façon significative la demande de crédit à la consommation. Donc, la hausse du crédit à la consommation que nous constatons actuellement peut être due en partie à la hausse actuelle du prix de l’immobilier dans un grand nombre de provinces canadiennes. La division en deux échantillons de notre base de données montre que l’indice de confiance des entrepreneurs avait une influence plus importante sur l’offre de crédit durant les années quatre-vingt-dix que par la suite. Peut-être de nouvelles mesures permettant de rassurer les prêteurs ont vu le jour après 2000, ou la forte confiance dans l’économie a laissé les prêteurs plus laxistes.
Une étude des caractéristiques plus sociodémographiques de la demande de crédits n’a pas pu être réalisée faute de données. La pertinence d’une telle étude serait non négligeable surtout lorsque l’on s’intéresse à prévoir les risques de défaut de paiement des différents types d’emprunteurs. Comme la théorie du revenu permanent nous l’indique, l’endettement devrait être une fonction décroissante de l’âge. Ce type d’analyse permettrait d’identifier lesquelles les variables identifiées dans notre présente étude jouent un rôle prépondérant dans la décision d’endettement des sous-groupes d’individus.
37
Bibliographie
Adalid and Gómez Salvador). 2011 , “Recent Developments in loans To Households : Discerning Between
Demand And Supply Driven Factors”, European Central Bank.
Barazini, Weber et Nebo. 2009, “Elasticité Prix De La Demande D’essence En Suisse”.
Salvador, Adalid and Gómez. 2011. "Recent Developments in Loans to Households : Discerning between
Demand and Supply Driven Factors " European Central Bank.
Crawford and Faruqui. 2011, “What Explains Trends In Household Debt In Canada”, Bank of Canada
Rdiew.
Calza , Gartener and Sousa. 2001,“Modeling The Loan Demand in The Euro Area”, Working Paper Series,
European Central Bank.
Cheung and LaiSource. 1995, “Lag Order and Critical Values of the Augmented Dickey-Fuller Test”, Journal
of Business & Economic Statistics.
Enders. 2010,“Applied Econometric Time Series”, Wiley.
Faruqui. 2008,“Indebtedness And The Household Financial Health : An Examination Of The Canadian Debt
Service Ratio Distribution” Bank Of Canada.
Gómez Salvador, Westerman. 2011,“Household Sector Borrowing In The Euro Area”, Occasional Paper
Series.
Kartashova and Tomlin. 2012, “House prices, Consumption and the Role of Non-Mortgage Debt”, Bank of
Canada Working Paper.
Mantalos, Mattheou, Karagrigoriou. 2004,“Using the Divergence Information Criterion for the
Determination of the Order of an Autoregressive Process”, Department of Statistics University of Lund Sweden.
Quinn. 1980,“Order determination for a multivariate auto regression”, Journal of the royal statistical society. Seccareccia. 2005 ,“Growing household indebtedness in Canada”, The Economic and Labour Relations
Rdiew.
Yiu Sin and White. 1996,“Information criteria for selecting possibly misspecified parametric models”, Journal
of econometrics.
Sims, Stock & Watsoni. 1990, “Inference in linear time series models with some unit”, Econometrica. Smith and Spiegelhalter. 1980,“Bayes Factors and Choice Criteria for Linear Models”, Journal of the Royal
38
39