Depuis l’entrée en vigueur du Marché Unique européen en janvier 1993, on a assisté à une réduction accrue des disparités de prix entre les États Membres de l’Union Européenne [1]. Cependant, des écarts parfois importants persistent sur les prix de certains produits et services. Doit-on en inférer que le marché européen n’est pas encore complètement intégré d’un point de vue économique ?

Des différences de prix entre pays européens peuvent traduire des distorsions par rapport aux prix concurrentiels. En effet, en vertu de la loi du prix unique, en l’absence de barrières aux échanges (tarifaires ou non tarifaires), des biens identiques doivent s’échanger aux mêmes prix relatifs, indépendamment du lieu où ils sont vendus. Des distorsions conduisent à une allocation non optimale des ressources, néfaste aux consommateurs et, plus généralement, à la croissance à long terme.

La politique de concurrence de la Commission européenne repose entre autres sur ces fondements théoriques. En particulier, la Direction Générale de la Concurrence de la Commission considère comme allant à l’encontre des principes du marché unique toute entrave au commerce entre les États membres, en particulier au commerce parallèle, l’intensification des relations commerciales étant un facteur d’uniformisation des prix.

Un des marchés sur lesquels les structures institutionnelles [2] et économiques, ainsi que les comportements, sont les plus générateurs de segmentation est le marché automobile, pour lequel on a observé depuis plusieurs décennies des différences de prix non négligeables [3].

Le système de distribution exclusive et sélective, en vertu duquel un concessionnaire distribue, seul, une marque sur un territoire donné, contribue à la segmentation des marchés automobile de l’Union. En effet, cette organisation de la distribution, autorisée jusqu’en juillet 2002 par le règlement communautaire (CE) 1475/95, crée naturellement des conditions de cloisonnement géographique qui, si elles sont juridiquement contournables par les consommateurs (ou leurs intermédiaires mandatés), le sont plus difficilement en pratique. Ainsi, dans le contexte de la dévaluation de la lire en 1994, les constructeurs exportant vers le marché italien, comme Volkswagen / Audi (VAG), afin de conserver leurs positions sur ce marché, consentirent, en dépit de la réduction de marge que cela impliquait, au maintien de leurs prix en lire. On désigne cette stratégie par le terme de « pricing to market ». Les différences de prix (en monnaie commune) qui en résultèrent avec le reste de l’Europe, en particulier l’Allemagne et l’Autriche, donnèrent lieu à des importations parallèles. VAG empêcha les achats transfrontaliers par une pression exercée sur ses distributeurs italiens. La décision de la Commission à l’encontre de la firme allemande fut exemplaire, dans le sens où, pour la première fois, une entreprise de l’automobile - la plus importante en Europe - fut lourdement sanctionnée pour entrave au commerce parallèle.

L’affaire VAG ne constitue pas un cas isolé (au début des années 90 déjà, l’affaire “Peugeot / Eco-System” fit jurisprudence) et met en évidence les efforts déployés par les constructeurs pour préserver le cloisonnement des marchés. Cette affaire montre par ailleurs l’importance du contexte macroéconomique (en l’occurrence les fluctuations monétaires) qui, associé aux comportements stratégiques des firmes, se révèle un facteur déterminant des différences de prix. Entre l’accomplissement du marché unique en 1993 et la mise en œuvre de l’Union Economique et Monétaire, l’accélération du processus d’intégration des marchés européens a-t-elle conduit à une réduction dans la dispersion des prix automobiles en dépit des obstacles structurels et des perturbations du contexte macro-économique ? Que pourrait-on en conclure quant au débat sur le renouvellement du règlement (CE) 1475/95 qui a été remplacé en juillet 2002 par le réglement 1400/2002 ?

Afin d’apporter des éléments de réponse à ces questions, l’article est organisé de la manière suivante. Dans une première partie, nous montrons comment la littérature analyse le lien entre prix relatifs, arbitrage et taux de change, d’une part, et, d’autre part, comment sont expliqués plus spécifiquement les différences de prix dans l’automobile. La deuxième partie porte sur la construction de prix agrégés par pays. Dans la troisième partie, nous étudions l’évolution des différences de prix des automobiles entre pays européens de 1993 à 1999. La dernière partie conclut.

Sur le plan empirique, de nombreuses études, parmi lesquelles Parsley et Wei (1995), ont analysé les caractéristiques d’un phénomène déjà bien établi : l’absence de preuves empiriques de vérification de la loi du prix unique à court terme [4]. Concernant plus spécifiquement l’Union Européenne, Chen (2000) propose une analyse de la convergence des prix industriels au niveau sectoriel. Ses résultats montrent que la convergence des prix vers la parité de pouvoir d’achat est vraie pour certains secteurs et certains pays, en particulier la France, la Belgique et les Pays-Bas (pays appartenant au groupe fondateur de la Communauté Économique Européenne). Les facteurs susceptibles d’empêcher laconvergence des prix à long terme sont la volatilité des taux de change nominaux, la distance entre les pays et l’absence d’une frontière commune. Ces deux derniers éléments permettent à l’auteur d’affirmer que l’arbitrage(rendu possiblepar une courte distance ou la proximité d’une frontière) joue un rôle important dans la convergence des prix à long terme. Toutefois, Campa et Wolf (1997) mettent en doute ce rôle de l’arbitrage dans la convergence vers la parité des pouvoirs d’achat. Les auteurs montrent qu’il n’existe aucune corrélation entre flux de commerce et déviations de la parité des pouvoirs d’achat. Leur étude montre, en revanche, que le comportement de convergence des prix peut être provoqué par un réalignement des taux de change nominaux.

Manifestement, si le rôle de l’arbitrage dans la convergence des prix n’est pas évident (βconvergence, ci-après), l’influence des fluctuations de taux de change sur le comportement des prix agrégés est incontestable, en particulier en Europe. L’utilisation de données agrégées pour le test de la loi du prix unique peut toutefois poser des problèmes liés à l’agrégation qui obère les propriétés des prix individuels, auxquels sont réellement confrontés les acheteurs. Le niveau pertinent de l’analyse glisse ainsi vers celui les données individuelles : les prix d’un produit particulier. Le marché de l’automobile s’avère alors un objet d’étude particulièrement intéressant. Tout d’abord parce que les écarts de prix y ont été significatifs depuis de nombreuses années, mais aussi en raison de la quantité d’information disponible pour son analyse.

L’article de Mertens et Ginsburgh (1985) figure parmi les travaux précurseurs. Les auteurs examinent les déterminants des prix des automobiles européennes et japonaises dans 5 pays de la CEE. Sous l’hypothèse de concurrence parfaite, les prix devraient refléter les coûts de production et, de ce fait, dépendre des caractéristiques techniques des produits. Les différences trouvées par les auteurs entre les prix des constructeurs et les prix expliqués par les caractéristiques des véhicules (prix hédoniqu es) sont la con séq uence d’u ne différenciation non observable de ces produits mais aussi et surtout d’imperfections des marchés comme la discrimination par les prix [5]. Cette discrimination empêcherait-elle la convergence des prix ?

Un des éléments permettant de soutenir la discrimination par les prix ou encore la segmentation des marchés, est un coût d’arbitrage prohibitif. Or, Gual (1993) utilise des données en coupe pour montrer que le rôle du coût de transport, élément du coût d’arbitrage, dans la segmentation du marché automobile européen n’est pas significatif [6]. Il faut toutefois nuancer le propos en précisant que l’auteur identifie la nationalité d’une marque à son lieu de production, ce qui n’est pas toujours une hypothèse pertinente. Si le coût de transport ne joue pas, dans le marché automobile, le rôle qui lui est attribué par les études empiriques sur la convergence des parités de pouvoir d’achat (l’absence de coûts de transport prohibitifs n’empêchant pas la persistance de différences de prix), quelles sont les causes de la discrimination par les prix sur ce marché et ces causes sont-elles à même d’emp êcher la convergence ?

Verboven (1996) teste trois sources possibles de discrimination internationale par les prix : de faibles élasticités-prix sont observées pour les marques nationales en France, en A llemagne, au Royaume-Uni et, plus encore, en Italie et attribuent à ces marques un pouvoir de marché important dans leur propre pays, leur permettant d’y pratiquer un prix plus élevé. Par ailleurs, les quotas aux importations japonaises étaient [7] contraignants en France et en Italie et ont engendré des prix plus élevés dans ces pays. Enfin, la possibilité de collusion a été mise en évidence en Allemagne et au Royaume-Uni.

La régulation des différences de prix entre marchés de l’UE peut donc être une solution de lutte contre les pratiques anticoncurrentielles. À cet égard, une tentative d’évaluation des effets de la “règle anti-discrimination” de 1983 est proposée par Ginsburgh et Vanhamme (1989). Les auteurs montrent que les différences de prix entre pays membres de la CEE ont fortement diminué sur les périodes 1983-1984 et 1986-1987. Il est toutefois difficile de dire si ce phénomène est la conséquence de la réglementation européenne ou celle des dévaluations de la livre et de la lire entre 1984 et 1987 (la première perdit 15% de sa valeur et la seconde 8%). Par ailleurs, les variations de taux de change et les coûts de production ne semblent pas avoir été transmises par les constructeurs dans leurs prix à l’exportation, qui se sont plutôt alignés sur les prix pratiqués par les producteurs nationaux. Les comportements de “pricing to market” pourraient ainsi avoir induit une partie de la rigidité des prix en monnaie locale.

L’abaissement progressif des barrières aux échanges entre les pays européens a-t-il donné lieu à une convergence des prix automobile et à une réduction dans leur dispersion ? Quel a été le rôle du taux de change et quel est celui des taxes indirectes dans l’évolution des différences de prix ?

L’article de Goldberg et Verboven (1998) utilise des données individuelles pour mettre en évidence les caractéristiques de l’évolution des différences de prix entre pays. En partant du constat qu’en 1993 la dispersion des prix dans le marché automobile européen est au moins aussi importante qu’en 1980, les auteurs montrent que, d’année en année, la volatilité des écarts de prix entre pays est forte et très corrélée à la volatilité des taux de change : les comportements de “pricing to market” auraient donc persisté jusqu’ au moins 1993. Le maintien de cette stabilité des prix en monnaie locale dans le long terme semble lié aux conditions de concurrence propres à chaque marché. Les auteurs montrent qu’il s’est produit une convergence globale sur la période. Mais ce résultat est à nuancer. En effet, si l’on ne prend pas en compte les variations de taux de change, la convergence n’est plus significative. Par ailleurs, en ne considérant que les dix premières années (1980 à 1990) de leur échantillon, les auteurs ne trouvent pas de convergence. Si en revanche les années 1980 à 1986 sont laissées de côté, la convergence existe seulement lorsqueles variations de taux de change ne sont pas prises en compte. En définitive, une convergence globale a surtout eu lieu, soit au milieu des années quatre-vingt, soit entre 1991 et 1992. Un autre résultat essentiel est que la contribution du taux de change au processus de convergence des prix est essentielle.

Afin d’apprécier l’évolution de la dispersion des prix entre les marchés européens, on doit aussi inclure dans l’analyse la mise en place du marché unique en 1993 et le processus d’intégration monétaire qui l’a suivi. Cet article s’inscrit donc dans la lignée de celui de Goldberg et Verboven (1998), que nous retenons comme élément de comparaison pour identifier une éventuelle inflexion de la vitesse de convergence à la date charnière de 1993. Nous proposons en outre une étude de la convergence fondée sur les concepts de β-convergence et de σ-convergence, alors que Goldberg et Verboven n’utilisent que le premier concept qui est, nous le verrons, une condition nécessaire, mais non suffisante, à la réduction de la dispersion des prix (σ -convergence).

Tableau 1
évaluation de rabais moyens des concessionnaires (en pourcentage du prix de vente) [8]

ACEA et estimation des constructeurs.

Les taxes d’achat ainsi que la TVA ont été reconstituées à partir de données de l’ACEA [9]. Les taux de change vis-à-vis de l’ECU sont des moyennes des taux de change des mois qui composent le semestre.

Enfin, les caractéristiques techniques des modèles (voir en annexe pour plus de détails) ainsi que les segments de marché, de l’économique au luxe, sont aussi disponibles. Les prix publiés par la Commission tiennent compte des différences d’équipements entre les pays. Les données techniques sur les véhicules (puissance en chevaux, type et cylindrée du moteur, dimensions, consommation d’essence et capacité d’accélération) proviennent du magazine “La Revue Automobile”.

Si le coût d’arbitrage représente un coût fixe, l’arbitrage devient plus rentable pour l’achat d’un véhicule cher. En revanche, si ce coût d’arbitrage est proportionnel à la valeur de l’achat, comme dans le cas de l’intervention d’un mandataire, l’intensité de l’arbitrage dépendra de la disponibilité à payer pour le produit. Ainsi, les consommateurs dont la disponibilité à payer est la plus élevée sont plus incités à arbitrer que les autres. Le prix effectivement payé par le consommateur est le prix hors taxe dans le pays de l’achat additionné de la taxe (TVA + taxes d’achat) dans son pays d’origine. Par conséquent, on s’attend à une dispersion plus faible de ces prix hors taxes pour les véhicules les plus chers. Cette hypothèse est vérifiée empiriquement : il existe une corrélation négative entre les prix hors taxes et leur dispersion (tableau 2). Les prix toutes taxes comprises en revanche sont corrélés positivement à leurs coefficients de variation. La comparaison des résultats concernant les prix hors taxes et les prix taxes comprises montre que la dispersion dans les taux de taxe augmente avec le segment de marché : cet effet est même suffisamment significatif pour transformer la corrélation négative existant pour les prix hors taxes en une corrélation positive pour les prix incluant les taxes.

Tableau 2
corrélation entre la dispersion (coefficient de variation) et le prix moyen

Les prix hédoniques ont pour origine la théorie des caractéristiques de Lancaster (1966), qui suppose que les consommateurs maximisent leur utilité par rapport au montant de caractéristiques contenues dans chaque bien. Un bien est considéré comme un “panier de caractéristiques” [10]. En pratique, la méthode hédonique est souvent utilisée dans la construction des indices puisqu’elle permet de tenir compte des variations de qualité dans les prix d’une période à l’autre. La régression hédonique consiste donc en une régression linéaire des prix sur un ensemble de caractéristiques techniques ainsi que sur des indicatrices destinées à capturer des effets non observés [11]. Nous régressons le log du prix hors taxe en écus d’un véhicule donné i vendu dans un pays j à la date t, sur une combinaison linéaire des logs de ses caractéristiques continues et d’un ensemble d’indicatrices, capturant des effets fixes. L’équation (1) est alors estimée :

C’est le prix hors taxes qui nous intéresse ici, puisque qu’il s’agit, pour les acheteurs, du prix d’arbitrage entre les marchés et, pour les firmes, de leur variable de décision. z est la matrice contenant les _{i t,} caractéristiques du véhicule i à la date t, D_s est l’indicatrice d’appartenance du véhicule au segment de marché s, D est un effet fixe croisépays⋅ temps, _{j t,} et D_{m t,} est un effet fixe marque ⋅ temps. Ainsi, le coefficient de D_Fiat,98.1 indique de combien les prix des véhicules Fiat sont différents du prix moyen au premier semestre de 1998. Enfin, ε_j est le résidu _{i t, ,} de la régression. Les régressions sont pondérées par la part de marché du modèle i dans le marché j à la date t. Cependant, les seules parts de marché disponibles sont celles des marques dans chaque pays et à chaque date. Afin d’obtenir une part de marché moyenne par modèle, nous avons divisé la part de marché de la marque par le nombre de modèles lui appartenant. Cette méthode permet de tenir compte d’une partie de l’hétérogénéité entre les structures de marché des pays de l’Union [12].

Notre objectif à cette étape est la construction d’un prix agrégé par pays et par date. Pour cela, nous simulons l’équation (1) en fixant toutes les variables à leur valeur moyenne, sauf les D puisqu’ils _{j t,} capturent l’effet pays à chaque date [13]. On appelle alors h_{j t,} le prix agrégé du pays j à la date t.

Le tableau 3 montre les résultats de l’estimation pour trois spécifications de l’équation (1) : l’équation (1a), l’équation (1b) avec la consommation de chaque véhicule différencié par segment de marché (variable LCONS) et l’équation (1c) avec le taux de taxe (LTTAX). Les trois équations estimées [14] ont un pouvoir explicatif très important et toutes les variables explicatives ont un impact significatif sur le prix, sauf la puissance (LPUISS). Mais en raison de la multicolinéarité entre les caractéristiques, il faut rester prudent sur l’interprétation des coefficients de ces variables. Il est toutefois intéressant de noter, par exemple, qu’une augmentation de 1% de la cylindrée induit en moyenne un accroissement de 0,56% du prix du véhicule. Concernant la consommation d’essence, les équations (1a) et (1c) exhibent, de façon surprenante, un coefficient positif pour LCONS. Il s’agit probablement d’une conséquence de la multicolinéarité mentionnée précédemment : la consommation d’essence est liée au poids et à la taille, variables elles-mêmes liées à la cylindrée. La différenciation de la consommation d’essence par rapport au segment de marché (équation (1b)) montre que cette caractéristique est valorisée négativement pour les trois premiers segments – 1% de consommation d’essence supplémentaire fait diminuer le prix des véhicules les moins chers – alors que cette évaluation est positive pour les segments de marché 4 et 5 (luxe et 4 ⋅ 4). La méthode quasi-hédonique n’est pas destinée à estimer la façon dont les caractéristiques observables sont évaluées par le marché. Notre but est simplement de calculer des prix agrégés ajustés par la qualité (qui varie dans le temps). Il est par conséquent légitime de faire abstraction des problèmes de multicolinéarité pour se concentrer sur les effets fixes pays ⋅ temps [15].

Tableau 3
résultats des régressions hédoniques

Il faut noter que le coefficient de LTTAX, le taux de taxe par pays, est significatif et négatif. Néanmoins, sa valeur est relativement faible. On peut en inférer que l’influence de la taxe est relativement faible dans la dimension temporelle du panel, confirmant le résultat de De Ghellinck dans son étude avec le cabinet D.R.I. en 1996 selon lequel les taxes indirectes n’influencent pas la convergence des prix. Cependant, comme le montre le tableau 6 (en annexe), les taxes à l’achat d’automobiles en Europe sont très variables d’un pays à l’autre. Aussi, nous proposons d’estimer l’influence de cette taxe en coupe. Le choix du dernier semestre, qui correspond à l’entrée dans l’échantillon du Danemark et de la Finlande, permet de prendre en compte 15 pays et d’accroître la variabilité de LTTAX puisque ces deux pays sont caractérisés par des taux de taxe élevés. En régressant le log du prix hors taxe sur le log du taux de taxe, il apparaît que l’effet de la taxe, sur ce seul semestre, est significatif et égal à -0,1. Le R² est d’environ 60%. Ce coefficient implique par exemple une différence de près de 20% entre les prix allemands et danois, du seul fait des taxes.

Le graphique 1 montre la distribution du prix hors taxe calculé grâce à l’estimation de l’équation (1), en mai 1999, ainsi que les prix taxes incluses (ces derniers sont obtenus en appliquant les taux de taxe aux prix agrégés hors taxes). Les prix hors taxes sont bien plus faibles dans les pays appliquant un taux de taxe élevé. Des taux de taxe élevés imposent aux firmes de pratiquer des prix hors taxes plus faibles de façon à rester présentes sur ces marchés. Les consommateurs dans les pays à taxes élevées (Danemark) n’ont alors aucun intérêt à acheter leur véhicule à l’étranger (puisque les taxes payées sont les taxes danoises et que les prix hors taxe étrangers sont plus élevés). Pour la même raison, les consommateurs étrangers sont incités à acheter la leur dans les marchés à prix faibles. Cependant, cet impact des taxes sur les prix hors taxes ne compense pas la forte variabilité des taux de taxe : la dispersion des prix TTC est plus forte que celle des prix HT.

Nous pouvons maintenant mesurer la dynamique des prix automobile. Nous utilisons le concept économique et économétrique de convergence. Avant de rentrer dans des considérations techniques, nous proposons un aperçu de l’évolution de ces prix grâce au graphique 2. L’évolution des prix agrégés est lisible pour les dix pays présents sur toute la durée de l’échantillon.

Dès 1993, les voitures étaient en moyenne plus chères en France et en Allemagne et moins chères en Italie. Les prix du Royaume-Uni étaient proches de la moyenne des dix pays avant l’appréciation de la livre en novembre 1995 (après une période de dévaluation). En mai 1999 les prix au Royaume-Uni étaient nettement plus élevés (plus de 16.500 écu) que dans le reste de la zone.

La convergence est une notion qui semble a priori assez intuitive. Elle nécessite néanmoins une clarification. La β-convergence indique que les accroissements de prix sont corrélés négativement à leurs niveaux initiaux, i.e. les pays dont le niveau de prix agrégé est relativement faible au départ auront un taux de croissance de leur prix plus important. La σ - convergence consiste en la réduction au cours du temps de la dispersion des prix entre les pays.

La β-convergence est une condition nécessaire, mais non suffisante, à la σ - convergence [18]. En effet, laβconvergence traduit un comportement de retour à la moyenne, une force de rappel, des séries. Les séries retournent vers leur moyenne suite à un choc. Lorsqu’elles ont la même moyenne, toutes les séries ont tendance à converger vers le même niveau et donc à réduire la dispersion de l’ensemble des séries. Cependant, des chocs idiosyncratiques [19] pour chaque sérieà chaque période peuvent faire dévier de cette tendance et entraver ainsi la baisse de la dispersion.

Il faut noter l’existence de deux types de β-convergence. Laβ- convergence absolue traduit la convergence des séries vers un même niveau. La β-convergence conditionnelle, concept plus faible, traduit la convergence en taux de croissance [20]. Autrement dit, les taux de croissance des séries tendent vers une même valeur, provoquant la stabilisation de l’écart entre ces séries.

β - convergence

L’étude de la β- convergence permet de savoir si les pays dont le niveau initial de prix est inférieur à la moyenne exhibent une croissance de ces prix supérieure à ceux dont les niveaux de prix sont plus élevés. Notre objectif est de tester la β- convergence et de comparer nos résultats (caractéristiques de l’évolution et vitesse de convergence) à ceux trouvés par Goldberg et Verboven (1998) pour une période précédente. La β- convergence est testée en estimant l’équation suivante :

La convergence absolue est mesurée par un $β significatif et négatif, lorsque l’on ne considère aucun effet fixe individuel [21] et aucune variable de contrôle. Mais en observant les évolutions des prix et des taux de change on peut penser que les fluctuations monétaires ont non seulement une influence sur les politiques de prix des entreprises, mais qu’elles influencent probablement aussi le processus de convergence de ces prix au cours du temps [22]. Ainsi, le graphique 3 montre que les périodes de dépréciation de la livre sterling par rapport à l’Ecu (de mai 1994 à novembre 1995, puis de mai à novembre 1998) sont aussi des périodes d’év olution o pposée des prix en Ecu au Royaume-Uni. Le même phénomène est observé pour l’Italie (graphique 4). La stabilité des prix en monnaie locale (pricing to market) semble être le comportement qui induit une telle évolution des prix vis-à-vis des taux de change. Les constructeurs choisissant de conserver leur part de marché dans les pays concernés, l’appréciation (dépréciation) de la monnaie locale n’est pas suivie par une baisse (hausse) des prix en monnaie locale, mais, au contraire, par le maintien de ces prix. La volatilité des taux de change implique une volatilité des prix relatifs (Rogoff , 1996).

Dans une deuxième équation, nous proposons d’estimer dans quelle mesure la convergence des prix est liée aux variations de change. La convergence sera mesurée par $β dans l’équation (3), de manière à contrôler des fluctuations de taux de change :

Le tableau 4 résume les résultats de l’estimation de la convergence. Nous trouvons que $β est significatif dans toutes les spécifications. Il y a donc eu β-convergence depuis 1993 : les pays où le prix était relativement bas (élevé) en mai 1993 ont vu un taux de (dé)croissance de ce prix relativement rapide vers la moyenne. Le rythme de cette convergence est même assez rapide, avec une valeur absolue du coefficient $β, le coefficient autorégressif, de 0,11. L’estimation des effets fixes n’est pas incluse dans cette table, mais le niveau de significativité global de ces effets est donné par la statistique de Fisher. Leur non-significativité implique que la convergence n’est pas conditionnelle à des facteurs non mesurables spécifiques aux pays. Autrement dit, les écarts de prix entre les pays tendent à disparaître dans le temps et non seulement à se stabiliser. La convergence est absolue. L’élasticité du prix au taux de change ($ )γ est en moyenne proche de-1, ce qui _j signifie que les prix en monnaie nationale sont relativement rigides. Cependant, au Portugal et en France, les variations de change sont en partie (à hauteur de 40%) transmises dans les prix en monnaie nationale.

Les statistiques du multiplicateur de Lagrange (LM) et de Durbin-Watson n’ont, en outre, révélé ni autocorrélation ni hétéroscédasticité dans l’estimation de l’équation (3) [24]. L’autocorrélation et l’hétéroscédasticité dans l’équation (2) sont bien capturées par les mouvements du taux dechange [25].

Tableau 4
résultats de l’estimation de la β-convergence

Tout en gardant à l’esprit que nous observons les prix sur des durées plus courtes (semestres au lieu d’années [26] ), nous trouvons un coefficient de convergence plus fort que celui calculé par Goldberg et Verboven (1998) (qui évalue $β à -0,06 et à -0,07 avec un contrôle des variations de taux de change). Ce coefficient, -0,11, équivaut à une demi-vie [27] du processus de convergence de l’ordre de 6 semestres, comparé à 20 semestres chez Goldberg et Verboven [28]. En d’autres termes, si aucune perturbation n’avait lieu sur la période, la réduction de 50% des écarts de prix entre deux pays donnés ne prendrait pas plus de 3 ans [29].

Notons en outre que lorsque l’on contrôle des fluctuations de change, $β reste inchangé mais est estimé plus précisément. Ceci indique qu’une part importante des variations de prix est due aux fluctuations des taux de change. Nous allons voir que ces fluctuations monétaires sont des chocs qui empêchent la β - convergence de se traduire en une σ-convergence.

σ - convergence

Il y a σ-convergence des prix agrégés des pays lorsque leur dispersion en coupe diminue dans le temps. Nous utilisons comme mesure de la dispersion le coefficient de variation. Le graphique 5 montre l’évolution comparée de la dispersion des prix entre les dix pays présents dans l’échantillon du premier au dernier semestre, avec et sans contrôle des fluctuations de taux de change par rapport à l’Ecu. La courbe (1) montre l’évolution du coefficient de variation des prix alors que les courbes (2) et (3) représentent l’évolution du coefficient de variation des prix “filtrés”.

Les prix sont “filtrés” des variations du taux de change au moyen d’une régression simple. Dans une première étape, nous fixons les valeurs initiales des séries de prix filtrés. Nous faisons pour cela deux hypothèses différentes. Selon la première hypothèse, les prix au premier semestre de 1993 sont convertis en une monnaie commune en utilisant le taux de change courant (courbe 2). Suivant la seconde hypothèse, les prix de la période initiale sont convertis en monnaie commune en utilisant le taux de change moyen sur toute la période 1993-1999 pour chaque monnaie (courbe 3). En effet, il existe des raisons de penser que les taux de change en 1993 n’étaient pas à leur niveau d’équilibre (la livre, par exemple, était sous-évaluée). Aussi, la période étudiée est considérée comme étant suffisamment longue pour utiliser le taux de change moyen comme une approximation du taux de change d’équilibre. Cette hypothèse conduit à des niveaux de prix à la date initiale différents de ceux observés et donc à un niveau de dispersion différent. De manière à faciliter les comparaisons, nous choisissons de rebaser le niveau de dispersion (coefficient de variation) au premier semestre de 1993 par le niveau observé à cette date. Dans un deuxième temps, nous cherchons à distinguer les changements dans la dispersion des prix expliqués par les fluctuations des taux de change de ceux expliqués par d’autres facteurs (quelle que soit l’hypothèse choisie pour les taux de change en première période). Nous estimons alors l’équation suivante :

Dans (4), ∆ fh est la variation de prix “filtrée” des _{j t,} fluctuations des taux de change. Dans une dernière étape, nous reconstituons toutes les séries de prix en additionnant les variations de prix filtrées :

avec fh dépendant de l’hypothèse initiale sur les _j,0 taux de change.

Sans contrôle des fluctuations de taux de change, d’amples variations sont observées dans l’évolution du coefficient de variation à court terme (courbe 1) et on ne voit apparaître aucune tendance à la convergence. Les disparités de prix ont augmenté de moins de 5% à plus de 7% de mai 1993 à mai 1995, avant de chuter à 3,5% en 1996 pour croître à nouveau et dépasser 7 % en fin de période. Lorsque l’on contrôle des fluctuations des taux de change, ces fluctuations du coefficient de variation sont considérablement atténuées, ce qui nous conduit à deux remarques. Tout d’abord, les fluctuations de la dispersion sont essentiellement dues aux fluctuations des taux de change. Ensuite, il y a une tendance générale à la convergence, freinée toutefois par un épisode de divergence entre novembre 1995 et novembre 1997 (courbe 2). Cette divergence s’explique par une diminution des prix en Belgique, aux Pays-Bas et au Luxembourg, pays dans lesquels les niveaux moyens de prix étaient déjà bas. En revanche, lorsque les prix sont ajustés en utilisant les taux de change moyens sur la période (courbe 3), on constate une diminution monotone de la dispersion jusqu’en mai 1996, suivie d’une courbe plate.

Finalement, compte tenu de la sensibilité à l’hypothèse sur les taux de change initiaux, nous pouvons dégager deux résultats : l’atténuation de la dispersion des prix lorsque l’on contrôle des fluctuations de taux de change, d’une part, et la preuve alors d’une convergence globale sur la période, d’autre part. En outre, étant données les fortes variations de prix au Royaume-Uni, nos estimations pouvaient être dépendantes de l’échantillon. Pour vérifier la robustesse des résultats, n ous avo ns recon sidéré un sous-échantillon en estimant les équations de β-convergence et en évaluant la σ - convergence sans le Royaume-Uni. On ne trouve alors pas de changement dans la β- convergence et la dispersion moyenne est atténuée, mais le résultat de σ-convergence des prix filtrés est robuste.

Notre principal résultat est celui de l’existence de forces conduisant à la convergence (absolue) des prix automobile. Cette β-convergence est plus prononcée que celle évaluée par Goldberg et Verboven (1998) sur la période 1980-1993. La réduction de la dispersion des prix a cependant été ralentie par des fluctuations des taux de change. Nous confirmons la conclusion de Goldberg et Verboven (1998) : les prix automobile ont suivi de près les mouvements des taux de change en Europe. En conséquence, la β - convergence n’induit pas la σ-convergence, c’est-à-dire la réduction de la dispersion des prix. De plus, nous proposons une reconsidération de l’idée “d’exception” britannique. Après avoir contrôlé les variations du taux de change £/Ecu, les prix ne sont pas sensiblement plus élevés au Royaume-Uni. Ce résultat remet en question l’hypothèse “technique” selon laquelle les prix automobile au Royaume-Uni sont plus élevés en raison des coûts de production de véhicules à conduite à gauche. Toutefois, cette caractéristique des véhicules britanniques est susceptible d’entraver l’arbitrage et donc de contribuer au maintien des écarts de prix automobile avec le continent. Pour une grande partie, les prix plus élevés au Royaume-Uni sont néanmoins dus aux comportements de pricing to market, les constructeurs étrangers décidant d’une stabilité des prix en monnaie locale.

La mise en évidence du rôle des fluctuations de change dans l’évolution des différences de prix entre les marchés européens laisse penser que l’Union Economique et Monétaire rendra possible une accélération de la convergence [30]. De plus, l’euro facilitera les comparaisons de prix entre les pays et donc les possibilités d’arbitrage. À l’opposé, l’hétérogénéité des systèmes de taxation de l’achat de véhicules neufs, TVA mais aussi (et surtout) taxes d’achat, empêche l’homogénéisation des prix automobile en Europe. Nous avons vu que si les différences dans les taxes n’interviennent pas significativement dans le processus de convergence, elles accroissent, en coupe, la dispersion des prix hors taxes. Même si le nouveau règlement européen sur la distribution automobile devrait introduire plus de concurrence [31] et favoriser la réduction des écarts de prix, l’harmonisation des taxes en Europe n’est pas de l’ordre du court terme [32], si bien qu’en dépit de la monnaie unique, une dispersion des prix induite par les différences de taxes demeurera.

Tableau 5
différences maximales de prix pour certains modèles et prix du pays domestique de la marque en mai 1999

Tableau 6
taxes d’achat de véhicules dans l’Union Européenne en 1999

Association des Constructeurs Européens d’Automobile (ACEA)

Description des données

Les données sont semestrielles et la période d’observation débute en mai 1993 (1993.1) et finit en mai 1999 (1999.1).

Liste des pays :

Liste des caractéristiques (L.caractéristique = Log (caractéristique)) :

CYL = cylindrée du moteur (en cm3 ); PORTES = 0 si 3 portes, 1 si 5 portes;

POIDS = poids à vide en kg ; PUISS = puissance en chevaux ;

LONG = longueur en cm ; LARG = largeur en cm;

HAUT = hauteur en cm ; TAILLE = LONG.LARG.HAUT (en cm3 );

VIT = vitesse théorique maximale (en km/heure);

ACCEL = accélération de 0 à 100 km/heure en s;

TTAX = taux de taxe (T.V.A. + taxes d’achat); ECU = taux de change en monnaie du pays considéré vis-à-vis de l’ECU.

Parts de marché des marques :

Disponibles pour l’UE 15 dans les brochures annuelles du C.C.F.A. (Co mi té des Const ruct eurs F rançai s d’Aut omo bi les) et sur l e si te Mot orsat (h tt p : // ww w. p e rs o. c l u b-i n t e rn e t. fr / m o t o r sa t / V o i t u re s/ immeuropmarq.html).

Définition des segments de marché

1 : Segment économique inférieur, 2 : Segment moyen inférieur, 3 : Segment moyen supérieur; 4 : Segments supérieur et luxe; 5 : 4 * 4