Le mod`ele classique des donn´ees de panel

La relation entre la balance budg´etaire et la balance courante est tout d’abord estim´ee en utilisant les mod`eles classiques des donn´ees de panel (de la mˆeme mani`ere que Chinn et Prasad, 2003 et que Forte et Magazzino, 201313_).

Pour le moment, nous n´egligeons l’existence de l’effet de seuil, c’est-`a-dire nous ne consid´erons pas l’impact du niveau de la dette publique sur la validit´e de l’hypoth`ese des d´eficits jumeaux.

13. Ces auteurs testent l’hypoth`ese des d´eficits jumeaux et pour cela, ils estiment les mo- d`eles traditionnels des donn´ees de panel.

Notre mod`ele des donn´ees de panel, sans l’effet de seuil pour l’instant, est d´efini de la fa¸con suivante14 _:

CAit = β0 + ci+ β1BBi,t−1+ β2GAPi,t−1+ β3OP ENi,t−1+ (6.6)

+ β4IRi,t−1+ β5GDP Gi,t−1+ uit

Le mod`ele est estim´e en utilisant l’estimateur `a effets fixes (« within »), l’estimateur `a effets al´eatoires (« random ») et l’estimateur GMM15_{. Les r´esultats}

sont pr´esent´es dans la Table 6.216_.

14. Afin d’´eviter le probl`eme d’endog´en´eit´e, chaque variable explicative est d´ecal´ee d’une p´eriode. Le coefficient de corr´elation de Pearson a montr´e qu’il n’y aucune corr´elation signifi- cative entre les variables explicatives.

15. Afin de d´eterminer l’importance des effets fixes individuels (i.e. les effets du pays indivi- duel) et les effets fixes temporels, nous avons estim´e « Least Squared Dummy Variable Model » qui prend en compte les deux effets : l’effet individuel fixe ciet l’effet temporel fixe. L’estimation

de ce mod`ele r´ev`ele la pr´esence importante de l’effet individuel fixe (i.e. l’effet individuel), qui est donc pris en compte lors de la sp´ecification du mod`ele des donn´ees de panel. L’effet fixe temporel n’est pas significatif. La premi`ere possibilit´e pour neutraliser l’effet individuel fixe est d’estimer le mod`ele `a effets fixes (« Oneway (individual) effect Within Model »). La deuxi`eme possibilit´e est d’estimer le mod`ele des donn´ees de panel `a effets al´eatoires (« Random Effects Model ») o`u l’effet individuel fixe ci est inclus dans le terme d’erreur. Toutefois, le mod`ele `a

effets al´eatoires ne peut ˆetre appliqu´e que lorsque la covariance entre les variables ind´ependantes et l’effet fixe individuel est ´egale `a z´ero, i.e. cov(xit, cit) = 0. Dans le cas du mod`ele `a effets

fixes, la condition cov(xit, cit) = 0 n’est pas exig´ee ´etant donn´e que l’estimateur `a effets fixes

(« within estimator ») permet de neutraliser cet effet fixe.

16. Nous obtenons le r´esultat similaire mˆeme si nous ajoutons le taux de change effectif r´eel (un d´eterminant « typique » de la balance courante) qui n’est pas significatif et/ou nous enlevons le taux de croissance du PIB r´eel (GDPG), qui n’est pas significatif.

Table _{6.2 – L’estimation du mod`ele `a effets fixes (FE), du mod`ele `a effets al´eatoires (RE)}

et du mod`ele estim´e par la m´ethode des moments g´en´eralis´ee (GMM). Source : l’auteur.

FE RE GMM

Coefficient (Erreur) Coefficient (Erreur) Coefficient (Erreur)

β0 -9.0290 *** (2.6163) BBi,t−1 β1 0.0584 (0.0587) 0.0908 (0.0631) 0.0060 (0.0768) GAPi,t−1 β2 -0.4109 *** (0.0849) -0.4071 *** (0.0831) -0.3849 *** (0.1154) OP ENi,t−1 β3 0.1081 * (0.0447) 0.0836 * (0.0323) 0.0944 ** (0.0341) IRi,t−1 β4 0.5275 *** (0.1055) 0.4679 *** (0.1100) 0.5771 *** (0.1537) GDP Gi,t−1 β5 0.0680 (0.0422) 0.0287 (0.0365) 0.0499 (0.0512)

Le panel ´equilibr´e : n=14, T=17, N=238 ; ***=0.001, **=0.01, *=0.05, .=0.1 indiquent la signification statistique au seuil de 0.1%, 1%, 5%, 10%. Le mod`ele `a effets fixes (Oneway (individual) effect Fixed Effect (Within) Model : R2 _{= 0.30592, R}2 _ajust´e

= 0.2815, F-statistique : 19.3056, p-valeur : 6.5859e-16. Le mod`ele `a effets al´eatoires (Swamy-Arora’s transformation) : R2

= 0.27183, R2

ajust´e = 0.26498, F-statistique : 17.3217, p-valeur : 1.4625e-14. Le mod`ele GMM : Sargan Test : chisq(120) = 14 (p- valeur = 1), Le test de l’autocorr´elation (1) : normal = -0.801322 (p-valeur = 0.21147), Le test de l’autocorr´elation (2) : normal = -0.9795917 (p-valeur = 0.16364), le test de Wald des coefficients : chisq(5) = 76.26434 (p-valeur = 5.0662e-15).

Le test de Wooldridge pour la corr´elation s´erielle dans le mod`ele `a effets fixes a montr´e la pr´esence d’une corr´elation s´erielle (chisq = 307.8644, p-valeur < 2.2e-16). Par cons´equent, l’estimation pr´esent´ee dans la Table 6.2 donne d´ej`a les r´esultats obtenus lors de l’estimation de la matrice des variances-covariances selon la m´ethode d’Arellano (Arellano, 1987) qui permet la pr´esence de l’h´et´eros- c´edasticit´e ainsi que de la corr´elation s´erielle. Cette matrice a ´et´e utilis´ee pour d´eterminer la signification des coefficients estim´es. Les erreurs dans le mod`ele `a effets al´eatoires sont ´egalement calcul´ees en estimant la matrice des variances- covariances (Arellano, 1987).

Le test de Hausman (chisq = 0.6355, p-valeur = 0.9863) permet de conclure que les deux mod`eles, le mod`ele `a effets fixes et le mod`ele `a effets al´eatoires, sont consistants et ne sont pas significativement diff´erents.

Mˆeme si les variables ind´ependantes sont d´ecal´ees d’une p´eriode, ce qui permet de limiter le biais d’endog´en´eit´e, nous examinons la pr´esence potentielle d’endog´en´eit´e en estimant le mod`ele par la m´ethode des moments g´en´eralis´ee (GMM)17<sub>. Le mod`ele GMM estim´e est comparable aux mod`eles `a effets fixes et</sub>

`a effets al´eatoires, ce qui nous permet de sugg´erer que l’endog´en´eit´e n’est pas pr´esente dans nos mod`eles, qui sont pr´esent´es dans la Table 6.2.

L’estimation du mod`ele `a effets fixes et du mod`ele `a effets al´eatoires (la Table 6.2) montre que l’impact de la balance budg´etaire sur la balance courante est positif mais le coefficient estim´e ( ˆβ1) n’est pas significatif. Cela veut dire qu’il

n’y a aucune relation significative entre la balance budg´etaire et la balance cou- rante. Toutefois, les d´ebats th´eoriques et empiriques sur l’hypoth`ese des d´eficits jumeaux ainsi que sur l’existence des d´es´equilibres ext´erieurs et des d´es´equilibres budg´etaires en Europe nous am`enent `a l’id´ee que la balance budg´etaire et la balance courante devraient ˆetre li´ees d’une certaine fa¸con.

Quelques ´etudes empiriques (Fidrmuc, 2003 ; Salvatore, 2006 ; Bussi`ere et al., 2010 ; Kalou et Paleologou, 2012), qui testent les d´eficits jumeaux dans les pays d´evelopp´es, confirment la relation positive entre la balance budg´etaire et la balance courante, alors que d’autres ´etudes (Corsetti et Muller, 2006 ; Muller, 2008 ; Kim et Roubini, 2008 ; Grier et Ye, 2009 ; Algieri, 2013) rejettent l’existence de la relation entre les deux balances. Quant aux ´etudes empiriques qui rejettent l’hypoth`ese des d´eficits jumeaux, nous pouvons citer notamment les ´etudes qui s’orientent vers les pays endett´es de l’Europe (Algieri, 2013) ou les ´Etats-Unis (Kim et Roubini, 2008). Nos r´esultats de l’estimation des mod`eles sans effet de seuil (la Table 6.2) ainsi que les r´esultats de ces ´etudes empiriques confirment l’id´ee selon laquelle l’existence des d´eficits jumeaux s’explique entre autres par le niveau de l’endettement. Nous supposons que les d´eficits jumeaux ne sont plus valides lorsque la dette publique (% du PIB) d´epasse un certain niveau critique. En outre, cette id´ee est support´ee par l’analyse th´eorique (Barro, 1989 ; Blan- chard, 1990) ainsi que par le fait que les pays europ´eens du sud de l’Europe ont enregistr´e la hausse rapide de leur endettement, tandis que leur d´eficits ext´erieurs ne se sont partiellement ajust´es que tr`es r´ecemment (FMI, 2014).

17. Les valeurs d´ecal´ees de toutes les variables ind´ependantes sont utilis´ees comme les variables instrumentales ; les effets fixes individuels ont ´et´e utilis´es dans l’estimation.