Économie internationale 2002- 1/2 (n° 89-90)| ISSN 1240-8095 | ISSN numérique : en cours | ISBN : | page 189 à 208 Distribution électronique Cairn pour les éditions La Doc. française. © La Doc. française. Tous droits réservés pour tous pays. Il est interdit, sauf accord préalable et écrit de l’éditeur, de reproduire (notamment par photocopie) partiellement ou totalement le présent article, de le stocker dans une banque de données ou de le communiquer au public sous quelque forme et de quelque manière que ce soit.

Effets-frontières entre les pays de l’Union européenne : le poids des politiques d’achats publics

Matthieu Crozet
Federico Trionfetti [1]

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Les décisions d’achats publics sont souvent suspectées de favoriser les producteurs nationaux et sont donc généralement perçues comme un outil détourné de protection commerciale. Pourtant les travaux empiriques visant à estimer l’ampleur des détournements de commerce international directement liés à ces comportements sont étonnamment peu nombreux.

2

Les achats publics sont une composante importante de la demande agrégée. Ils représentent environ 10% du PNB pour quasiment tous les pays de l’OCDE et pour la plupart des pays en développement (cf. Trionfetti, 2000 pour des tableaux détaillés montrant l’importance des marchés publics par pays et par secteurs). La question de l’utilisation détournée des politiques d’achats publics à des fins protectionnistes a focalisé l’attention des organisations en charge des négociations commerciales, et a conduit à la mise en place d’un certain nombre d’accords visant à ouvrir les marchés publics à la concurrence internationale. En effet, la libéralisation des procédures d’achats publics fait depuis longtemps déjà l’objet de négociations, au sein de l’Union Européenne comme à l’OMC. Les efforts européens en la matière ont pris davantage d’ampleur à la fin des années 1980, accompagnant ainsi la construction du Marché unique. Cependant, malgré des avancées certaines – citons notamment la signature en 1994, dans le cadre de l’Uruguay Round, du Government Procurement Agreement (GPA) – beaucoup considèrent que la mise en application de ces accords demeure encore insuffisante.

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Dans le même temps, les travaux théoriques sur la question de l’influence de ces distorsions sur le commerce international ont connu un essor récent. Robert Baldwin (1984) montre qu’en concurrence parfaite, dans un environnement de type Heckscher-Ohlin, l’introduction d’une discrimination des décisions d’achats publics n’influence généralement pas la nature de l’équilibre. Cependant en présence de biens différenciés, les conséquences d’une telle politique sont clairement différentes. Ainsi, Miyagiwa (1991) et Chen (1995) ont montré que les achats publics biaisés peuvent influencer le volume du commerce et les stratégies des firmes. Plus récemment Trionfetti (2002) a développé un modèle de concurrence monopolistique mettant en avant le fait qu’un tel biais peut influencer la spécialisation internationale. Brülhart et Trionfetti (2000) trouvent l’évidence empirique qui semble confirmer ce résultat théorique. Enfin, Trionfetti (2001), dans le cadre d’un modèle de la nouvelle économie géographique, montre comment ces politiques publiques peuvent contribuer à contrer les forces d’agglomération spatiale des activités industrielles.

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Malgré l’importance des préoccupations politiques et l’émergence de résultats théoriques, la question de l’influence des bais de la demande publique sur les flux de commerce des biens à rendements croissants n’a été que très peu traitée par la littérature empirique. Cet article propose de se pencher sur cette question en s’appuyant sur la mesure des effets-frontières. Les effets-frontières, permettent en effet d’apprécier, selon une méthodologie maintenant bien établie (Mc Callum, 1995; Wei, 1996; Helliwell, 1998), le degré synthétique de protection commerciale; or les analyses portant sur l’Union européenne ont révélé que l’intensité des relations commerciales engageant les pays membres restaient très en deçà de ce que l’on pouvait attendre d’une zone a priori très profondément intégrée (Head et Mayer 2000, 2002a; Nitsch, 2000). Notre objectif est alors double. Il s’agit dans un premier temps de montrer la pertinence empirique des résultats théoriques en mesurant l’influence des achats publics sur le volume du commerce intra-européen. Dans le même élan nous montrons que ces choix publics contribuent à expliquer l’importance et la persistance des effets-frontières entre les pays de l’Union.

5

Suivant les développements empiriques récents, nous faisons appel pour cela à une méthodologie fondée sur un modèle de commerce international en concurrence monopolistique développée par Head et Mayer (2000). Après une revue rapide des travaux empiriques visant à justifier l’analyse des effets-frontières, cet article décrit l’adaptation du modèle de Brülhart et Trionfetti (2000) à la méthodologie proposée par Head et Mayer. Puis il présente les données utilisées et les résultats empiriques.

Les déterminants de la persistance des effets-frontières

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En proposant une méthode originale de mesure du degré d’intégration commerciale, et surtout en mettant en évidence la très nette insuffisance des échanges commerciaux, y compris entre des pays largement engagés dans des processus d’intégration, l’article de Mc Callum (1995) a suscité une littérature extrêmement abondante visant à mesurer et à expliquer les effets-frontières. La méthode des effets-frontières revient à comparer les flux bilatéraux de commerce international aux flux internes aux pays participant aux échanges. En s’appuyant sur une norme de commerce (de type gravitaire) estimée sur des flux internes aux pays – qui, a priori, ne supportent aucune barrière formelle ou informelle – on peut estimer l’insuffisance relative des échanges internationaux, révélant ainsi le degré effectif d’intégration commerciale des pays considérés. Ces diverses études ont montré qu’au cours de la dernière décennie, les effets-frontières entre les pays de l’OCDE varient entre 3 et 20 selon les régions concernées et les méthodes retenues [2] (Mc Callum, 1995; Helliwell, 1996; Wei 1996; voir aussi Head et Mayer, 2002a, pour une revue des principaux résultats). Au sein de l’Union européenne, Nitsch (2000) observe des effets-frontières allant jusqu’à 16. De même, Head et Mayer (2000, 2002a) obtiennent des effets-frontières dépassant 15, en moyenne sur la période 1976-1995, même si le processus d’intégration apparaît nettement puisque le biais estimé passe de plus de 20 à moins de 13 sur cette période.

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Comme le soulignent la plupart des auteurs, ces effets-frontières constituent une mesure synthétique du niveau global de protection commerciale, et ne peuvent donc pas trouver une justification unique. Cependant, de nombreux travaux ont tenté d’analyser le rôle de différentes sources de détournement commercial en mesurant la part de l’effet-frontière total imputable à une explication précise. Ainsi, de nombreuses hypothèses ont été proposées et testées pour expliquer l’importance et la persistance des effets-frontières. Avant de montrer le rôle qu’ont pu jouer les biais de demande publique, nous présentons rapidement ici les principales approches développées par la littérature récente.

Mesures et techniques d’estimation

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Une des premières pistes envisagées pour expliquer l’importance et la persistance des effets-frontières est celle de l’exactitude de la méthode et des données utilisées. En effet, ces analyses économétriques, en s’appuyant sur des modèles gravitaires ont naturellement à supporter les critiques adressées à ce type d’équation. Ainsi, l’équation estimée par Head et Mayer (2000, 2002a), directement issue d’une forme structurelle d’un modèle de commerce en concurrence monopolistique permet de pallier certaines insuffisances des modèles de gravité simples, notamment en proposant une solution au problème de l’indice de prix intervenant théoriquement dans ces équations (cf. infra). De ce fait, ils n’ont pas besoin de faire appel à une variable de centralité ad hoc, comme cela est souvent fait, et obtiennent des estimations plus justes. De même, Anderson et Wincoop (2001) re-estiment les effets-frontières entre le Canada et les États-Unis en s’appuyant sur un modèle gravitaire prenant pleinement en compte ces indices de prix théoriques. Leur modèle vient réduire les effets-frontières estimés de plus de 65% par rapport aux résultats obtenus par le modèle de Mc Callum (le degré d’intégration effectif de ces deux pays reste cependant relativement faible, avec un effet-frontière supérieur à 10). Dans le même ordre d’idée, une mauvaise prise en compte des coûts de transport ou des distances internationales et intra-nationales peut être à même d’expliquer l’observation persistante de biais affectant les échanges internationaux. Les corrections proposées par Head et Mayer (2002b) montrent qu’une appréhension plus exacte des distances relativise en partie les résultats avancés dans la littérature.

Barrières formelles au commerce

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La première justification économique de l’existence des effets-frontières est évidemment la présence de mesures de protection commerciale. Cependant Hillberry (1999) [3], Head et Mayer (2000) et Evans (2001) n’observent pas de relation significative entre le niveau des effets-frontières et l’importance des mesures de protection commerciale du secteur étudié. Ces résultats font donc ressortir en creux l’importance des barrières informelles et détournées.

Proximité culturelle, réseaux sociaux et d’affaire

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De nombreux travaux ont tenté d’estimer le rôle que pouvaient revêtir les biais résultant de l’éloignement culturel des pays partenaires. Ainsi, l’introduction d’une indicatrice de langue commune aux deux pays participant à l’échange suffit à réduire significativement les effets-frontières (Helliwell 1996, 1998; Wei, 1996; Head et Mayer 2000, 2002a…). Dans le même ordre d’idée Helliwell (1998) a mis en évidence le lien entre les flux migratoires et l’intensité des échanges commerciaux entre deux pays: en introduisant le nombre de migrants dans l’équation de commerce, il réduit l’effet-frontière estimé d’environs 50%. Le pouvoir explicatif particulièrement important de ces variables caractérisant la proximité culturelle des pays engagés dans les échanges internationaux peut trouver une justification théorique dans l’existence de réseaux d’affaire, plus ou moins formels, qui sont naturellement d’autant plus denses que les pays concernés sont culturellement proches (Rauch, 1999 et 2001) [4]. De plus le rapprochement culturel limite les divergences de goût des consommateurs et donc les biais domestiques pesant sur les demandes de biens finals. Head et Mayer (2000) font de ces biais de demande, issus de la diversité internationale des préférences, la principale justification de la persistance des effets-frontières: ils remarquent en effet que les échanges de biens de consommation courante, et notamment les produits agroalimentaires, supportent des effets-frontières particulièrement élevés.

Localisation des industries

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Une autre source de distorsion des flux de commerce internationaux, susceptible d’influencer les effets-frontières, tient à la localisation des industries. En fait, deux arguments – pas forcément opposés – sont avancés sur ce thème. D’une part, la concentration des firmes au sein de districts industriels, spécialisés autour de la production d’un même bien final, tend à confiner les échanges de biens intermédiaires au sein d’espaces réduits, et donc, toutes choses égales par ailleurs, à accroître les effets-frontières apparents. À cet argument, avancé notamment par Wolf (1997) et Hummels (1997), s’ajoute un second qui suggère l’existence d’une relation, négative cette fois, entre la concentration spatiale et les effets-frontières. En effet, dans les secteurs où les firmes ne profitent d’aucun avantage de localisation, et où les économies d’échelle sont relativement limitées, celles-ci auront tendance à se repartir uniformément de part et d’autre des frontières. La répartition spatiale de la production conduit les firmes à se centrer chacune sur leur marché local, et réduit alors les flux de commerce internationaux. Inversement, la concentration spatiale des industries, en renforcent les dynamiques de spécialisation, doit engendrer un développement des échanges mondiaux et réduire ainsi l’effet-frontière estimé. Suivant cet argument, Hillberry (1999) montre, sur les échanges nord-américains, que les effets-frontières sectoriels sont négativement corrélés à la concentration spatiale des firmes (mesurée par un indicateur de Ellison-Glaeser); la forte dispersion spatiale de certains secteurs explique donc en partie la persistance des effets-frontières [5].

Volatilité du change

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La volatilité du taux de change, de part le risque qu’elle entraîne pour les firmes engagées dans les échanges internationaux, est aussi considérée comme un frein au développement du commerce. En s’inspirant de l’étude de Rose (2000), Taglioni (2001) a introduit une variable de volatilité du taux de change dans une équation d’effet-frontière; cette variable semble expliquer à elle seule 50% de l’effet-frontière total. Ce résultat vient par ailleurs confirmer celui de Parsley et Wei (2001) qui montrent que la volatilité du change contribue significativement à la segmentation des marchés mondiaux (mesurée par les différences internationales de prix).

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Notons qu’en aucun cas, les explications avancées par ces différents travaux ne se trouvent en opposition; elles peuvent contribuer simultanément à la constitution des effets-frontières. Dans la veine des travaux mentionnés, nous nous proposons ici de tester une hypothèse originale, celle de l’influence des politiques d’achats publics protectionnistes sur les flux de commerce internationaux. À notre connaissance, la seule étude empirique sur cette question est celle de Hillberry (2001). Il ne trouve cependant aucune relation significative entre les effets-frontières estimés sur le commerce nord-américain et les dépenses publiques fédérales et locales. En utilisant des données détaillées issues des tableaux entrées-sorties, nous montrons que les biais de demande publique expliquent une part significative du niveau des effets-frontières intra-européens observés dans les années quatre-vingt, mais que cet effet semble être en déclin.

Le modèle théorique

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Le cadre théorique sur lequel nous fondons notre analyse est basé sur le modèle de Brülhart et Trionfetti (2000), lui-même dérivé du modèle de concurrence monopolistique présenté par Helpman et Krugman (1985, chapitre III). Nous ne développons ici que les fonctions de demande du modèle, une forme plus générale est présentée par Brülhart et Trionfetti (2000).

Structure du modèle

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Pour dériver l’expression du volume du commerce entre deux pays, nous devons préciser les fonctions de demande publique et privée. On considère deux pays, i et j produisant un ensemble S de biens (dont au moins un entre eux est homogène, les autres biens étant différentiés), où les ménages ont des préférences homothétiques reflétant une demande de variété à la Dixit-Stiglitz (i.e. l’utilité est une fonction Cobb-Douglas laissant apparaître une CES imbriquée). On note α_s la part de la dépense totale dans chacun des biens s (s ∈ S). On a donc on note σ (σ > 1) l’élasticité de substitution entre les variétés d’un même bien différencié.

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Les revenus des ménages résidents du pays i (l_i) sont taxés à un taux constant δ_i. La demande privée agrégée du pays i pour l’ensemble de chacun des biens est donc

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On suppose par ailleurs que tous les flux de commerce supportent un coût de transport de type “iceberg”. Le coût de transport pour une unité du bien envoyé du pays j vers le pays i sera donc représenté par le paramètre t_ij, et le coût de transport pesant sur les flux internes au pays i, par t_ii. Il convient de définir le coût relatif du commerce en introduisant τ ≡ t_ii / t_ii. Logiquement, nous supposons ici τ > 1 i,j i ≠ j [6]. La maximisation de l’utilité sous contrainte de budget nous donne les fonctions de demande privée pour chacun des biens. Les demandes privées agrégées du pays i adressée à chaque variété du bien s produite en i et en j sont respectivement:

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où p_si est le prix de chaque variété du bien s dans le pays i, P_si est l’indice de prix du bien s dans le pays i.

19

La demande publique est contrainte par l’équilibre budgétaire. On note γ_s la part de la dépense totale du secteur public dans chacun des biens s. On a donc . La demande publique du pays i pour le bien s est donc . On suppose que les autorités publiques de chaque pays i choisissent de réserver une part φ_i (φ_i ∈ [0,1]) de leur dépense totale aux seuls biens domestiques. Le biais domestique de la demande publique est donc maximal si φ_i = 1, et nul si φ_i = 0 [7].

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Les demandes du gouvernement du pays i adressées à chaque variété du bien s produites respectivement en i et en j sont donc:

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où Π_si est l’indice de prix des variétés du bien s produites uniquement dans le pays i.

22

En utilisant les fonctions de demande du pays i (équations 1 à 4), on peut calculer la valeur des importations et de la consommation interne pour chaque bien s. Ces deux expressions sont respectivement :

L’effet-frontière

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Head et Mayer (2000) font ressortir l’effet-frontière en rapportant, pour chaque produit s, le volume des importations d’un pays relativement à celui de son commerce intérieur (i.e. la demande de bien s émanant du pays i adressée au pays j sur la demande de bien s du pays i adressée à ses producteurs nationaux). Ce commerce relatif est donc défini par , et, en utilisant les fonctions de demande, s’écrit:

24

où ν_si ≡ p_sin_siq_si est la valeur de l’output du bien s dans le pays i et ε_si est le rapport des demandes publiques et privées du pays .

25

La différence entre cette norme de commerce relatif et les flux véritablement observés définit l’ampleur des biais protectionnistes affectant le commerce international. L’effet-frontière est alors représenté par la constante de l’estimation économétrique de l’équation (5).

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Il apparaît clairement que la dérivée du commerce relatif par rapport à la fraction est négative (cf. annexe 1) dès lors que le biais de la demande publique (φ_i) n’est pas nul. Notons qu’en posant φ_i = 0 dans l’équation (5), on retrouve la norme de commerce relatif log-linéaire estimée par Head et Mayer (2000). Ainsi, l’introduction d’un biais domestique de la demande publique vient réduire la norme de commerce relatif. En prenant en compte la fraction ε_si, on doit réduire la norme de commerce relatif et donc expliquer ainsi une partie de l’effet-frontière.

Équations estimables

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Alors que les fonctions de demandes tirées des modèles de commerce en concurrence monopolistique aboutissent généralement à des formes log-linéraires directement estimables, l’introduction d’un biais sur une partie de la demande vient rompre cette linéarité. Les données dont nous disposons étant insuffisantes pour envisager une estimation non-linéaire du modèle, nous choisissons de n’en estimer qu’une forme réduite. Cela revient, après avoir remplacé le coût de transport relatif par une fonction log-linéraire de la distance relative à ajouter au modèle développé par Head et Mayer (2000) (équation 6), le ratio des demandes publiques et privées du pays importateur i pour chaque produit s (équation 7).

Les données

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L’estimation de ces deux équations nécessite la constitution d’un panel quadri-dimensionnel: année, pays importateur, pays exportateur et secteur.

29

Les données de demande sectorielle par poste d’emploi sont tirées des tableaux entrée-sortie publiés par Eurostat. Les contraintes de concordance avec les données de commerce, ainsi que le grand nombre de données manquantes dans ces bases, nous a conduit à limiter notre étude à seulement trois années (1975, 1980 et 1985), cinq pays européens (France, Allemagne, Italie, Royaume-Uni et Pays-Bas) et seize secteurs manufacturiers NACE-CLIO: Produits chimiques, Machines agricoles et industrielles, Machines de bureau, Biens électriques, Véhicules à moteur, Autres équipements de transports, Autres biens manufacturés, Produits métalliques, Viandes et produits carnés, Lait et produits laitiers, Autres produits alimentaires, Tabac, Textile et habillement, Cuir et chaussure, Bois et meubles, Caoutchouc et plastiques.

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La consommation publique pour chacun des biens est obtenue par l’addition des consommations intermédiaires des branches “services publics généraux”, “services d’éducation non-marchands”, “services de santé non-marchands” et “services non-marchands n.d.a” [8]. La demande privée est alors obtenue par soustraction du total des emplois domestiques et de la consommation publique.

31

La production relative ainsi que les flux de commerce internes apparaissant dans les deux équations est issue de cette même source. Notons que dans un très grand nombre de travaux faisant appel aux ventes des firmes résidentes aux consommateurs de leur pays, cette donnée est mesurée par la production non-exportée (différence entre la production nationale du produit considéré et les exportations de ce produit). Cette mesure néglige de fait les variations de stocks qui peuvent parfois représenter une part non négligeable de l’emploi total du produit. L’utilisation des données tirées des TES nous permet d’éviter ce biais.

32

Les données de commerce international, proviennent de la base Comext (Eurostat) et nous ont été fournies par Head et Mayer, de même que les données de prix et de distances internes et internationales [9] (Head et Mayer, 2000).

Les résultats des estimations

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Les estimations de l’équation (7) vont nous permettre de mesurer l’impact des politiques d’achats publics sur les flux de commerce, et de vérifier que celles-ci ont effectivement contribué à la protection des marchés nationaux européens de la concurrence exercée par les autres membres de la CEE.

L’importance des rendements d’échelle

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La littérature théorique met en avant le fait que, à l’exception de cas très particuliers identifiés par Baldwin (1984), un biais de la demande publique en faveur des producteurs nationaux ne peut avoir d’impact sur les volumes du commerce international qu’à la condition que les secteurs concernés bénéficient de rendements croissants et de produits différenciés. Avant même de discuter du poids de ces comportements dans le niveau global de protection commerciale, nous devons vérifier que cette différence de réaction des flux de commerce selon la nature des rendements d’échelle sectoriels se retrouve effectivement dans nos résultats empiriques.

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Le tableau A2.1 montre, pour chaque secteur, l’influence de la part relative des dépenses publiques des pays importateurs sur les flux de commerce relatifs (annexe 2). Il apparaît clairement que les seuls secteurs pour lesquels cette influence est significativement négative sont des secteurs généralement reconnus comme produisant des biens différenciés et bénéficiant de rendements d’échelle croissants. En fait, ces résultats économétriques font ressortir quasiment parfaitement (à l’exception du secteur Autres équipements de transport [10]) la classification des secteurs de biens différenciés établie par Oliveira Martins (1994) et Oliveira Martins et al. (1996). De ce fait, l’analyse des niveaux de protection commerciale entre les pays européens se focalisera essentiellement sur cet ensemble de secteurs à rendements croissants (IRS) définit par Oliveira Martins [11].

Les effets-frontières intra-européens

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Le Tableau 1 présente les estimations par les moindres carrés ordinaires de l’équation (6) [12]. Les résultats obtenus sont tout à fait comparables à ceux présentés par Head et Mayer (2000), et globalement conformes aux prédictions théoriques. Le coefficient sur la production relative est proche de sa valeur théorique de 1 et la distance relative influence négativement les flux de commerce relatif. Les coefficients sur les prix relatifs ont le signe attendu, mais ils restent faibles et peu significatifs. La fragilité de ce résultat s’explique sans doute par la faible qualité des données de prix qui résultent de l’agrégation de données sur plusieurs sous-secteurs. Enfin, l’effet-frontière ainsi estimé est de l’ordre de 11,1 (i.e. exponentielle de 2,409). Une fois pris en considération les effets taille et distance, les pays entrant dans notre panel commerceraient donc 11 fois plus avec eux-mêmes qu’avec leurs partenaires européens.

Tableau 1Estimation de l’équation (6)

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Comme l’ont aussi souligné Head et Mayer (2000, 2002), les biens issus de secteurs à rendements croissants de biens différenciés (IRS), subissent un effet-frontière plus réduit (de l’ordre de 5,7 à 9,4 selon la spécification – cf. colonnes 2 et 3 du tableau 1). Notons, que, comme ces auteurs, nous avons aussi procédé à des estimations contraintes en imposant que le coefficient sur la taille relative de l’offre sectorielle soit strictement égal 1, sa valeur théorique. Ces estimations conduisent à des résultats tout à fait similaires à ceux présentés ici.

L’influence des biais de demande publique sur les flux de commerce

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Le tableau 2 montre les résultats de l’estimation (MCO) de l’équation (7). Le coefficient correspondant à la part relative de la demande publique du pays importateur est significativement négatif. Ce résultat très net constitue à la fois une preuve empirique que les demandes publiques ont été effectivement baisées en faveur des producteurs nationaux, et que ces biais ont joué le rôle d’une véritable protection commerciale. Cette influence des achats publics sur les échanges internationaux est loin d’être négligeable: compte tenu de l’importance du biais de la demande publique durant les années soixante-dix et quatre-vingt, l’augmentation de 10% de la part du secteur public dans la demande nationale doit engendrer un détournement de commerce correspondant à une contraction du rapport des flux internationaux sur les flux internes de plus de 1%. Comme nous l’avons noté précédemment, l’effet est surtout marqué pour les secteurs à rendements croissants: les comportements d’achats publics ont une influence 50% plus importante sur les secteurs IRS.

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La simple introduction du ratio dans l’équation de commerce relatif ne permet cependant pas d’estimer l’influence des politiques d’achats publics sur les effets-frontières. En effet, même si ce ratio reflète effectivement un comportement protectionniste des pays européen, l’introduction de cette variable ne vient pas réduire pour autant les effets-frontières apparents. Au contraire, ils semblent s’accroître: si l’on ne considère, par exemple, que les secteurs IRS, la constante du modèle passe de – 2,243 (tableau 1) à – 2,834 (tableau 2). Ce résultat s’explique aisément par la particularité de la méthodologie développée par Head et Mayer (2000).

Tableau 2Estimation de l’équation (7)

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L’interprétation des estimations des équations (6) et (7) soulève une difficulté importante provenant du fait que l’effet-frontière est mesuré par la valeur de la constante du modèle.

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Cette constante n’a a priori pas d’interprétation économique qui lui est propre: elle ne fait que recentrer les résidus du modèle et exprime de ce fait la différence entre les valeurs estimées de la variable dépendante et les valeurs effectivement observées. En cela, elle apparaît bien dans l’équation (6) comme une mesure globale de la protection commerciale, entendue comme la différence entre une norme théorique de commerce et les flux effectivement enregistrés. Cependant, cette mesure est, de fait, totalement dépendante du niveau des variables introduites dans le modèle.

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Ainsi, en ajoutant à l’équation (6) une variable négative qui influence négativement les échanges internationaux, comme c’est le cas dans le cas qui nous préoccupe [13], on accroît logiquement la norme de commerce estimée et donc la valeur absolue de la constante. Par conséquent, la variation à la hausse de la constante en valeur absolue doit s’interpréter ici comme une réduction du niveau global de protection commerciale non pris en considération par le modèle, et non comme une augmentation de l’effet-frontière.

43

La méthode d’estimation que nous avons retenue présente l’avantage de conduire à une équation de gravité qui demeure très proche de la forme structurelle proposée par le cadre théorique. En ce sens, ce modèle donne une formulation particulièrement robuste des normes de commerce. Cependant l’estimation de l’effet-frontière qui en ressort est particulièrement sensible à tout écart entre l’équation estimée et la forme structurelle. Il est donc extrêmement difficile, en général mais notamment dans le cas qui nous préoccupe où la prise en compte d’un biais de la demande publique rompt la linéarité de l’équation de demande relative, d’estimer l’influence d’une variable ajoutée au cadre général sur les effets-frontières. C’est pourquoi il serait vain de tenter d’estimer le poids des biais de la demande publique sur les effets-frontières par simples comparaisons des constantes d’un modèle à l’autre [14].

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On peut cependant montrer que les biais de la demande publique ont effectivement contribué aux effets-frontières intra-européens. Tout d’abord, le tableau A2.2 montre les résultats des estimations de l’équation (6) simplement augmentée des valeurs des dépenses publiques et non plus du ratio de la demande publique sur la demande privée (annexe 2). On retrouve des résultats comparables à ceux du tableau 2: la taille du secteur public vient réduire les flux de commerce et cette influence est surtout marquée pour le sous-ensemble de secteurs à rendements croissants. De plus, l’introduction de cette variable positive vient effectivement réduire clairement les effets-frontières apparents. Alors que l’effet-frontière mesurant le niveau global de protection sur les secteurs IRS varie de 5,7 à 9,4 dans le modèle standard (tableau 1), il passe à un niveau allant de 3,1 à 5,6 selon la spécification (exponentielles des constantes, colonnes 1 et 2 du tableau A2.2).

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D’autre part, nous avons suivi la méthode appliquée notamment par Hillberry (1999) qui régresse les effets-frontières estimés dans une première étape sur différentes variables explicatives. Nous avons donc estimé l’équation (6) pour chaque année et chaque secteur. Le tableau 3 présente les résultats de la régression du logarithme des effets-frontières moyens ainsi obtenus sur le logarithme du ratio pour chaque pays. Bien que de relativement faible ampleur, l’influence du poids relatif de la demande publique sur le niveau global de protection mesuré par l’effet-frontière de l’équation (6) est bien significativement positive. Les biais domestiques de la demande publique expliquent donc une part significative de la protection commerciale observée entre les pays européens sur la période 75-85.

Tableau 3Influence de la demande publique sur les effets-frontières

Évolution des comportements d’achats publics

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Le tableau 4 présente les estimations des équations (6) et (7), pour chacune des trois années de notre panel, pour les secteurs IRS. Afin de limiter les perturbations du modèle, nous avons rétabli la contrainte pesant sur les coefficients β1 et β1’, qui sont donc fixés à 1.

Tableau 4Résultats par année

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Les effets-frontières mesurés par l’équation (6) diminuent régulièrement d’une année à l’autre, reflétant le processus d’intégration des pays européens au cours des années soixante-dix et quatre-vingt. Au long de ces dix années, les effets-frontières ont chuté de près de 35%. Dans le même temps, l’influence du ratio diminue aussi régulièrement: –14% entre 1975 et 1980, et – 20% entre 1980 et 1985. Cette baisse cumulée de plus de 60% de l’influence de la demande publique sur les flux de commerce pourrait être la conséquence de l’ouverture progressive des marchés publics européens. Rappelons, en effet, que les directives de la Commission européenne visant à libéraliser les procédures d’achats publics au sein de l’Union se sont multipliées à partir de 1977. Dans le même temps, le premier accord multilatéral visant les marchés publics a été rédigé dans le cadre du Tokyo round, en 1978. Ce dernier résultat semble montrer que cet effort législatif a produit ses effets [15].

Conclusion

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En développant davantage la structure de la demande, et notamment de la demande publique, d’un modèle standard de commerce international en concurrence monopolistique, nous faisons apparaître que les comportements d’achats publics visant à favoriser les producteurs domestiques sont à même d’engendrer une réduction des flux de commerce internationaux. Ainsi, les biais de la demande publique peuvent expliquer en partie les niveaux relativement importants de protection apparente observés au sein de l’Union européenne.

49

En s’appuyant sur les effets-frontières comme mesure synthétique des niveaux de protection commerciale, cet article montre que les biais de la demande publique ont effectivement été significatifs et ont affecté le commerce intra-européen durant les années soixante-dix et quatre-vingt. L’impact de ces politiques de protection déguisée est, conformément aux prédictions théoriques, surtout significatif pour les secteurs bénéficiant de rendements croissants. Par ailleurs, nous montrons que les efforts de libéralisation des procédures d’achats publics menés au cours des années soixante-dix et quatre-vingt ont été réels et ont conduit à une plus grande libéralisation du commerce européen [16].

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Date de réception de l’article: 28 janvier 2002

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Date d’acceptation pour publication: 6 juin 2002

Annexe 1. Différenciation de l’équation (5)

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La différenciation totale de l’expression (5) donne:

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Pour écrire le coefficient d’une manière plus lisible on introduit les variables suivantes:

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Dès lors, les dérivées de l’équation (5) selon chacune des variables de l’équation (7) s’écrivent:

Annexe 2. Distinctions sectorielles

Tableau A2.1Effet de la demande publique selon les secteurs

Tableau A2.2Effet de la demande publique selon le type de secteur

Références

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Notes

[1]

Auteur correspondant: Matthieu Crozet, Maître de conférences à l’Université Paris I Panthéon-Sorbonne, TEAM - CNRS (crozet@ univ-paris1. fr).

Federico Trionfetti, Chercheur associé au CEPII, Professeur à l’Université de Paris XIII (trionfetti@ seg. univ-paris13. fr).

[2]

i.e. compte tenu des variables définissant les normes de commerce (distances géographiques, tailles des pays partenaires…), l’intensité commerciale au sein de chaque pays est 3 à 20 fois plus importante qu’entre deux pays distincts. Autrement dit, le passage d’une frontière politique engendrerait une réduction de 60 à 95% des échanges de biens.

[3]

Il fonde son analyse sur la base du Commodity Flow Survey, qui donne les montants de frêt de biens industriels entre 48 États américains et 7 provinces canadiennes.

[4]

Une vérification indirecte de l’influence des arguments développés par Rauch est amenée par Hillberry (1999) et Evans (2001a). Ces auteurs montrent que la prise en considération du fait que seule une partie des biens produits localement est susceptible de faire l’objet d’une exportation permet d’expliquer la persistance des effets-frontières. Or l’incapacité de certaines firmes à exporter est généralement justifiée par l’existence de coûts fixes, spécifiques à la recherche de débouchés extérieurs. On peut alors considérer que ces deux études participent de la même explication que celles présentées ci-dessus, dans la mesure où la densité des réseaux internationaux doit permettre de réduire ces coûts fixes d’exportation.

[5]

Notons toutefois que cette analyse empirique est quelque peu ad hoc dans la mesure où des dynamiques d’agglomération ne peuvent se développer qu’à la condition que les entraves aux échanges internationaux ne soient pas trop pénalisants, c’est-à-dire si les effets-frontières sont relativement réduits. La relation négative entre la concentration sectorielle et le niveau de l’effet-frontière obtenue par Hillberry peut donc répondre à une corrélation inverse à celle qu’il souhaite mettre en avant.

[6]

On peut en effet supposer que le coût de transport moyen interne à un pays est plus réduit que n’importe quel coût de transport international. Ce point est en tout cas vérifié dans l’échantillon utilisé pour l’application empirique (voir infra pour une description des données utilisées).

[7]

φ représente la part “réservée” à la consommation de variétés nationales. Ainsi, une valeur nulle de φ ne signifie pas que l’État ne consomme pas de variétés nationales, mais simplement que sa demande n’est pas biaisée.

[8]

Notons que ce dernier poste inclut la consommation de certains établissements publics, mais aussi des ISBLSM privés. Le détail insuffisant des données ne nous permet pas de distinguer des deux types d’agents.

[9]

Notons que les données de commerce ne sont disponibles qu’à partir de l’année 1976. Ce sont les données de cette année que nous avons utilisées pour la construction de l’année 1975 de notre base. Les distances internes correspondent à une moyenne des distances géographiques séparant les capitales régionales des pays pondérées par le poids économique de chaque région. Le même principe a été appliqué pour le calcul des distances internationales.

[10]

Ce secteur inclut les activités de l’industrie aéronautique. La prédominance, notamment au cours de la période étudiée, des entreprises à capitaux publics – mais naturellement non assimilées aux administrations publiques – dans la demande adressée à ce secteur explique sans doute ce résultat.

[11]

Secteurs à rendements croissants (IRS): Chimie, Machines agricoles et industrielles, Machines de bureau, Biens électriques, Véhicules à moteur, Autres équipements de transports, Autres biens manufacturés. Par opposition, le groupe des secteurs à rendements constants (CRS) rassemble tous les autres secteurs: Produits métalliques, Viandes et produits carnés, Lait et produits laitiers, Autres produits alimentaires, Tabac, Textile et habillement, Cuir et chaussure, Bois et meubles, Caoutchouc plastique.

[12]

Nous avons ajouté à l’équation (6) une variable muette caractérisant le secteur des tabacs afin de tenir compte des contraintes fortes pesant sur le commerce de ce type de produit.

[13]

La demande publique étant bien évidemment toujours plus réduite que la demande privée, le logarithme de est toujours négatif.

[14]

Dans le cas qui nous préoccupe, il serait en effet possible d’observer une baisse de l’effet-frontière suite à l’introduction de notre variable d’intérêt: il suffirait pour cela d’opérer une correction des données afin d’obtenir des variables positives. Il est cependant évident qu’alors on ne pourrait pas distinguer dans la variation de l’effet-frontière la part imputable à la prise en compte des biais de la demande publique de celle due à la correction de cette même variable.

[15]

Notons toutefois que d’autres études, notamment Brülhart et Trionfetti (2000), ont trouvé des effets beaucoup moins marqués.

[16]

Cet article s’intègre dans un programme de recherche financé par le Commissariat Général du Plan, convention n° 5-2000. Les auteurs tiennent aussi à remercier Keith Head, Thierry Mayer, Daniel Mirza, Marius Brülhart, deux rapporteurs anonymes ainsi que les participants au workshop “Barriers to Trade, Agriculture and Public Procurement: Three Sensitive Issues” (Moliets, 7-10 juin 2001).