Traditionnellement, dans la littérature, la relation entre les termes de l’échange et la balance courante est examinée à travers deux types d’approche. Une première approche consiste à utiliser des modèles de balance commerciale de type « Mundell-Flemming » afin d’estimer des élasticités critiques (conditions de Marshall Lerner) ou de déterminer l’existence d’une courbe en J. Cependant, ces modèles puisqu’ils ne reposent pas sur des articulations (comportements) microéconomiques claires, ne prennent pas en compte la contrainte budgétaire intertemporelle de l’économie et ne précisent pas non plus la persistance des chocs. Une seconde approche consiste à utiliser les modèles intertemporels de la balance courante dans lesquels les économies échangent un même bien (ou deux biens échangeables: importables et exportables) afin de tester le comportement de lissage intertemporel de la consommation des agents. Toutefois, l’hypothèse restrictive d’un bien unique échangeable exclut les effets de substitution de la consommation sur le compte courant puisqu’elle ne tient pas compte du rôle joué, d’une part, par les transferts intertemporels de la consommation en supposant que les taux d’intérêts réels sont constants, et d’autre part, par les mouvements des taux de change réels en excluant les biens non échangeables [2]. Or, en général, les chocs des termes de l’échange affectent aussi bien le niveau que la composition des dépenses agrégées réelles lesquelles comprennent les non échangeables. Obstfeld et Rogoff (2000) soulignent, notamment, que l’effet de réallocation des dépenses continue d’exister dans la plupart des pays industrialisés et doit donc être au centre de toute étude de la relation entre termes de l’échange et compte courant. Au total, bien que l’approche intertemporelle à bien unique ne permette pas d’expliquer les mouvements des comptes extérieurs des pays comme le Royaume-Uni (Obstfeld & Rogoff, 1996) ou le Canada (Gosh, 1995), elle semble être adaptée aux cas des États-Unis (Gosh, 1995) et de la France (Agénor & alii, 1999).

L’objectif de cet article est d’évaluer les effets des chocs temporaires non anticipés des termes de l’échange sur le solde courant de l’économie française dans le cadre d’un modèle intertemporel. Les fondements microéconomiques de ce type d’approche permettent, en effet, d’estimer les paramètres structurels de l’économie qui déterminent le sens de fluctuations du compte courant. En particulier, à l’inverse des modèles intertemporels de la balance courante avec un seul bien échangeable (largement utilisés dans la littérature), nous préférons un modèle à trois biens (importables, exportables et non échangeables) pour estimer, sur la période 1972-1998, l’ampleur des effets de substitution intertemporels (c’est-à-dire les effets de substitution de la consommation présente par la consommation future) et les effets de substitution intratemporels (relatifs à la substitution entre biens importables et biens non échangeables) lors des variations transitoires des termes de l’échange en France. Des valeurs élevées de ces élasticités de substitution doivent impliquer qu’en réponse à un choc défavorable non anticipé des termes de l’échange (qui augmente le prix relatif intertemporel de la consommation et induit une appréciation temporaire réelle), la position du compte courant doit s’améliorer et compenser ainsi la détérioration induite par les effets de lissage intertemporel de la consommation.

Cet article est articulé de la manière suivante. Tout d’abord, il analyse les fondements théoriques des canaux de transmissions des chocs des termes de l’échange sur la balance courante. Puisque l’objectif principal est d’estimer l’ampleur des effets de substitution, le modèle adopté permet de donner les prédictions théoriques sur les déterminants des fluctuations du compte courant lors de chocs temporaires des termes de l’échange. La deuxième partie présente la version stochastique du modèle intertemporel estimé et la stratégie d’estimation particulière choisie. Enfin, les estimations obtenues et leurs implications pour les comptes extérieurs de l’économie française sont exposées dans la dernière partie.

L’analyse du comportement de l’agent représentatif permet de montrer son rôle dans les déséquilibres extérieurs. On considère que ses préférences sont caractérisées par la fonction d’utilité suivante qui fait entrer les niveaux de consommations de manière additive à travers le temps:

où représente le paramètre de préférence pour le présent de l’agent représentatif. C_s est le panier de consommation défini plus bas et σ > 0 est l’élasticité de substitution intertemporelle qui mesure la sensibilité de l’allocation intertemporelle de la consommation à une variation de taux d’intérêt réel. Puisque l’objectif de l’agent consiste aussi bien à rechercher sa consommation optimale dans le temps que la demande des différents types de biens, il est nécessaire d’analyser respectivement ses choix intratemporels et intertemporels.

Le problème intratemporel de l’agent représentatif. Comme l’agent représentatif consomme à la fois des biens importables et non échangeables, on suppose que sa fonction de consommation est représentée par un indice composite CES (« Constant Elasticity of Substitution »):

où m_t et n_t représentent respectivement la consommation de biens importables et non échangeables et w est le poids relatif des biens importables dans la consommation. Les biens exportables produits par l’économie domestique sont supposés ne pas être utilisés dans la consommation locale [3]. θ > 0 est l’élasticité de substitution intratemporelle entre biens importables et biens non échangeables. Elle mesure le degré avec lequel l’agent substitue sa consommation de bien importable en faveur de celle de bien non échangeable produit par l’économie domestique lors d’une variation du prix relatif des biens importables par rapport à celle des biens non échangeables. Une valeur de θ supérieure (inférieure) à l’unité implique que les biens non échangeables et importables sont substituables (complémentaires). On notera que la décomposition du panier de consommation de l’agent qui est retenue ici est différente de celle traditionnellement retenue dans un modèle avec bien échangeable et non échangeable (Obstfeld & Rogoff, 1994 et 1996). En effet, dans ce type d’approche, les prix relatifs des biens importables et exportables (les termes de l’échange) sont implicitement considérés comme constants de sorte que les deux biens peuvent être agrégés en un seul bien échangeable homogène. Or, cette agrégation peut biaiser les résultats empiriques du modèle lorsque les termes de l’échange fluctuent significativement dans le temps.

Soit Z_t le niveau de dépenses de consommation de l’agent, exprimé en termes de biens exportables, par:

où p_t est le prix relatif du bien importable (en fait, les termes de l’échange [4]) et q_t est le prix relatif du bien non échangeable (ou l’inverse du taux de change réel [5]).

La maximisation intratemporelle de (2) sous la contrainte (3) doit alors vérifier la condition de premier ordre telle que le taux marginal de substitution intratemporel entre les biens importables et les biens non échangeables soit égal à leur prix relatif à long terme:

L’indice général des prix à la consommation P_t, en termes de biens exportables, s’obtient alors comme le coût minimum payé par l’agent pour se procurer une unité du panier de biens C_t:

Puisque Z_t/P_t = C_t est le ratio de dépense d’une unité de consommation, l’indice des prix obtenu permet ainsi de traduire les dépenses de consommation en termes de consommation réelle C_t. En outre, l’indice des prix P_t varie dans le même sens que les termes de l’échange et le taux de change réel . Enfin, les demandes optimales de biens, proportionnelles à la consommation réelle C_t selon une fonction isoélastique du prix relatif du bien, sont données par:

Le programme intertemporel de l’agent. Pour déterminer maintenant le choix intertemporel optimal de l’agent, il est tout d’abord nécessaire d’établir sa contrainte budgétaire intertemporelle (CBI). On suppose qu’il n’y a pas de dépenses publiques, ni d’investissement. L’accumulation nette d’actif par l’agent, le compte courant, sur une infinité de périodes représente la CBI de l’économie et compte tenu de la présence des biens non échangeables, elle est définie en termes de biens exportables par:

où, est le coefficient d’actualisation de l’agrégat en s à la date t et où r_t est le taux d’intérêt mondial entre t et t – 1. B_t est le stock d’avoirs nets à l’étranger à la fin de la période t – 1. P_sC_s = p_sm_s + q_sn_s représente la valeur du panier de biens de consommation de l’agent en termes de bien exportables. est la valeur de la production domestique exprimée en terme de biens exportables. Enfin, représente la valeur de la dotation de biens échangeables en terme de biens exportables; étant la dotation de biens importables (ou encore la production des substituts aux importations), et x_s est la production de biens exportés au reste du monde [6].

La CBI (8) établit que la valeur présente des dépenses d’une économie doit être égale à sa richesse financière initiale plus la valeur actualisée de la production domestique. À l’équilibre général, la vérification de l’équilibre extérieur suppose le respect de la CBI. Toutefois, les circonstances de déséquilibre de la balance courante vont surgir du comportement de lissage intertemporel de consommation de l’agent suite à une variation de son revenu, ainsi que de celui de substitution intertemporel et intratemporel de la consommation des biens suite à une variation des prix relatifs (termes de l’échange et taux de change réel).

Les conditions d’optimalité intertemporelles de la maximisation de (1) sous la CBI (8) permettent d’obtenir [7] la relation d’Euler suivante:

La relation d’Euler représente tout simplement l’égalisation entre le taux marginal de substitution intertemporel et le prix relatif intertemporel. Le facteur d’intérêt , qui est le prix intertemporel du bien échangeable, ajusté par , n’est alors rien d’autre que le taux d’intérêt réel du panier de bien de consommation d’importables et de non échangeables. Ce dernier est donc le prix intertemporel d’une unité de consommation réelle, c’est-à-dire, le prix de la consommation future du panier de biens en terme de consommation présente.

La dynamique du compte courant. Compte tenu de la demande optimale intratemporelle (6), la condition d’Euler pour les biens importables, qui doit être vérifiée pour toutes périodes s (quel que soit s > t), est:

En supposant que le marché des biens non échangeables est en équilibre et en incorporant (10) dans (8), la consommation optimale des biens importables est alors:

Puisque le compte courant reflète l’échange de production nette entre les économies, il doit être mesuré en terme de bien échangeables. À l’équilibre, la différence entre le revenu et les dépenses sur les biens échangeables (en terme réel) s’écrit alors:

Si on définit le niveau permanent d’une variable X_t par et en incorporant (11) dans (12), on obtient alors l’équation fondamentale suivante qui décrit la dynamique réelle du compte courant:

L’équation (13) permet alors de mettre en évidence les effets de lissage et de substitution intertemporelle et intratemporelle de la consommation des agents sur le compte courant.

Les effets des chocs de termes de l’échange sur le compte courant. Le premier motif de fluctuations du solde courant qui apparaît est dû à l’effet de lissage intertemporel de la consommation. C’est l’influence de l’effet d’amortissement dans le temps des fluctuations de la consommation sur le compte courant. En effet, lorsque la production réelle (ou le revenu réel) est au-dessus de sa valeur permanente , le compte courant sera excédentaire car les agents étaleront dans le temps ce gain transitoire de revenu en augmentant leur épargne. Au lieu d’augmenter leur consommation courante, les agents choisissent d’accumuler des actifs financiers renumérateurs d’intérêts pour lisser leur consommation sur les périodes futures [8]. Cet effet de lissage intertemporel de la consommation permet ainsi de mettre en évidence l’explication traditionnelle de l’effet revenu des variations temporaires des termes de l’échange sur le compte courant (Harberger-Laurzen-Metzler, 1950). Ainsi, une détérioration temporaire des termes de l’échange d’un pays provoque une baisse transitoire de son revenu réel courant relativement à son revenu réel permanent (la baisse du revenu réel permanent est donc plus faible que celle du revenu courant [9]). Du fait du comportement de lissage de la consommation, cette baisse temporaire de revenu sera amortie par une réduction de l’épargne (ou par une hausse des emprunts) puisque la baisse de la consommation présente est plus faible que celle du revenu réel courant. On assiste alors à une détérioration du compte courant. Il faut noter que cet effet revenu est vérifié uniquement lorsque les variations des termes de l’échange sont transitoires (Obstfeld, 1982; Gavin, 1990). Par exemple, si les agents anticipent une amélioration permanente des termes de l’échange, ils vont réviser à la hausse leur niveau de consommation courant dans le même ordre que la hausse du revenu réel permanent, ce qui n’a aucun effet sur la dynamique du compte courant.

À côté de cet effet quantité, les variations des termes de l’échange entraînent également des effets substitution sur le compte courant liés à la modification des prix relatifs. Ces effets peuvent compenser partiellement ou totalement l’effet de lissage intertemporel de la consommation. Plus précisément, deux types d’effets de prix relatifs sont mis en évidence à partir du paramètre ∆ de l’équation (13).

Le premier effet de substitution est un effet de transfert intertemporel de la consommation proportionnel à l’élasticité de substitution intertemporelle σ. Il est lié à la réallocation de la consommation dans le temps suite à la variation de l’indice des prix à la consommation. Une détérioration temporaire des termes l’échange (p_t > p_s) entraîne, en effet, une augmentation temporaire de l’indice général des prix (P_t > P_s). La hausse du taux d’intérêt réel de la consommation qui en résulte implique que le prix de la consommation présente de biens importés sera relativement plus élevé que celui de la consommation future. Les agents transfèrent dans ce cas une partie de la consommation dans le temps en augmentant leur épargne. Ce qui se traduit par une amélioration du compte courant. Plus σ est élevé, plus les agents tendent à réajuster leur consommation en réponse aux mouvements des prix relatifs intertemporels.

Le second effet de substitution est un effet de taux de change réel proportionnel à l’élasticité de substitution intratemporelle θ. Il est lié à la modification de la répartition de la consommation entre les biens échangeables et les biens domestiques à la suite de la modification du prix du bien importable relativement à la variation de l’indice global des prix. Dans le cas d’une détérioration temporaire des termes de l’échange (c’est-à-dire une hausse du prix relatif des biens importables relativement à l’indice général des prix), les agents tendent à accroître la part des biens non échangeables dans leur consommation. Dans le même temps, l’accroissement de la consommation des biens non échangeables, sous l’hypothèse que le marché des biens non échangeables est en équilibre (c’est-à-dire qu’il n’y existe pas de ressources sous-exploitées dans l’économie domestique), augmente leur prix relatif qui n’est rien d’autre que le taux de change réel. L’appréciation réelle temporaire provoque alors une augmentation transitoire du niveau général des prix, nouvelle source de substitution intertemporelle. Cet effet de substitution s’accompagne dans ce cas d’excédents courants jusqu’à ce que le prix des biens importables revienne à son niveau permanent. Inversement, lors d’une amélioration des termes de l’échange, la substitution des dépenses de consommation vers les biens importables et la baisse temporaire de l’indice des prix s’accompagnent d’une diminution du taux d’intérêt réel de la consommation qui entraîne des déficits courants puisque les agents vont avoir une préférence biaisée vers la consommation présente. Enfin, la substitution de la consommation vers les biens non échangeables, l’appréciation du taux de change réel et l’augmentation du taux d’intérêt réel de la consommation seront d’autant plus fortes, lors d’une détérioration temporaire des termes de l’échange, que la valeur de θ est élevée.

Il est ainsi clair que ces effets de substitution intertemporelle et intratemporelle sont essentiels pour expliquer les mouvements du compte courant de l’économie face aux chocs de prix relatifs. Suite à une variation temporaire des termes de l’échange, le sens de fluctuation du compte courant dû aux motifs de transfert intertemporel et de taux de change réel est complètement à l’opposé de celui dû au motif de lissage de consommation. Après une détérioration des termes de l’échange, plus les élasticités intertemporelles et intratemporelles sont élevées, plus faible est la détérioration du solde courant induite par le motif de lissage intertemporelle de la consommation. Une évaluation de la taille relative de ces différents effets permet donc de comprendre la nature et l’ampleur des mécanismes macroéconomiques à l’œuvre dans la détermination des fluctuations de la balance courante lors d’une modification temporaire non anticipé des termes de l’échange. Cette évaluation passe ici par une estimation des paramètres structurels du modèle théorique précédemment exposé.

La solution du programme de maximisation de cette utilité est donnée par la séquence {m_t, m_t+1, n_t, n_t+1} qui maximise (14) sous la CBI (8). Les conditions de premier ordre donnent les équations stochastiques d’Euler et de long terme suivantes:

Ces équations sont comparables à celles obtenues dans un environnement certain. L’équation (17) est comparable à celle trouvée dans le programme de maximisation intratemporel de l’agent telle que le taux marginal de substitution intratemporel est égal au rapport des prix relatifs à long terme. Puisque les équations (15), (16) et (17) ne sont pas indépendantes [10], l’estimation de deux équations uniquement suffit ici pour estimer les paramètres structurels.

Concernant l’estimation par la méthode des GMM, les résidus de la condition d’Euler (15) peuvent être définis par:

Sous l’hypothèse d’anticipations rationnelles, les résidus sont non corrélés avec les informations dont disposent les agents à l’instant t. Ces erreurs de prévisions sont donc orthogonales à tout instrument connu par l’agent à l’instant t. Ainsi, l’hypothèse d’anticipation rationnelle selon laquelle les agents utilisent toutes les informations disponibles pour prévoir les prix relatifs et les consommations futures nous permet d’utiliser un nombre important de variables instrumentales pour estimer un petit nombre de paramètres. De plus, les termes d’erreurs pouvant inclure des erreurs de mesure sur les données, il nous faut donc choisir des instruments pertinents de telle sorte qu’ils ne soient pas corrélés avec les erreurs.

Il est alors possible d’imposer les conditions d’orthogonalité (ou conditions de moments) suivantes: E(u_tZ_t) = 0 où Z_t est ici le vecteur de six variables instrumentales [12] défini par: .

L’estimation GMM de β et σ est alors obtenue en minimisant la fonction J suivante (Ogaki, 1993):

où sont les moments d’échantillon et W est une matrice semi-definie positive (encore appelée, matrice distance). Puisque le nombre de conditions d’orthogonalité (six) est supérieur au nombre de paramètres à estimer (deux), le système est ici suridentifié. Différents estimateurs GMM peuvent être obtenus en fonction du choix de la matrice distance W lorsqu’il y a des restrictions de suridentification. Hansen (1982) montre alors qu’on peut obtenir des estimateurs GMM efficaces (étant donné les variables instrumentales) en choisissant pour cette matrice l’inverse de la matrice de variance covariance des moments d’échantillon. Enfin, pour tester la validité des conditions des moments imposées, nous utilisons le test J proposé par Hansen (1982). Ce test est ici retenu pour tester l’hypothèse nulle selon laquelle les quatre restrictions de suridentifications ne sont pas rejetées par les données et les paramètres estimés sont efficients. La valeur minimum de la fonction objectif, J, suit ici une loi de χ² avec quatre degrés de liberté.

Les différents tests de racine unitaire et de cointégration (tableau A.2.1 en annexe A.2) indiquent que et sont I (1) (aussi bien en niveau qu’en logarithme) et cointégrés. La statistique du test J est inférieure à sa valeur critique (tableau 1). Les restrictions de sur-identification imposées à notre modèle non linéaire ne sont donc pas rejetées par les données au seuil de 5%. Les six conditions d’orthogonalité donnent par conséquent des estimations GMM efficaces des deux paramètres β et σ. Enfin, l’estimation du paramètre de préférence pour le présent (facteur d’actualisation subjectif) est significativement différent de zéro et est bien identifié à 0, 899 (< 1) puisque l’hypothèse que celui ci soit égal à un est rejeté au seuil de 5%. Cela implique que les agents économiques français ont une préférence relativement plus forte pour le présent, c’est-à-dire qu’ils sont relativement impatients à consommer plus aujourd’hui qu’épargner.

Tableau 1

À l’opposé, l’estimation de la valeur de σ semble rejoindre les résultats obtenus par Agénor et alii (1999) pour la France. Ces auteurs utilisent la méthodologie de Gosh (1995) pour calculer le paramètre de transfert intertemporel de consommation dans un modèle à bien unique avec une fonction d’utilité instantanée quadratique (permettant ainsi d’éliminer le paramètre d’élasticité de substitution intertemporel). Ils estiment, en fait, une relation de cointégration entre le « cash-flow » national (défini comme la production nette des investissements et des dépenses publiques) et la consommation privée. Ils obtiennent ainsi, sur la période 1970:1-1996:4, une estimation du paramètre de transfert intertemporel de l’ordre de 0, 982 statistiquement différent de 1 indiquant que la France a consommé plus que son cash-flow permanent et a eu une tendance prononcée pour la consommation présente sur cette période du fait d’un profil de consommation biaisé vers le présent. Ce résultat est compatible avec notre estimation d’une élasticité de substitution non significative dans la mesure où elle indique un transfert de consommation faible entre les périodes.

Une valeur de σ non statistiquement différente de zéro a été généralement trouvée dans la littérature sur des estimations des équations d’Euler linéarisées dans le cadre d’un modèle à bien unique (Obstfeld & Rogoff, 1996; Cashin & Mc Dermott, 1998). Nous avons alors reproduit la version stochastique du modèle de revenu permanent à bien unique pour vérifier la valeur de l’élasticité intertemporelle français dans ce cadre:

où ∆C_t représente la différence première du logarithme de la consommation agrégée (la somme de la consommation des biens non échangeables et importables), R_t est le taux d’intérêt réel, µ, une constante et enfin, σ’ représente l’élasticité de substitution intertemporelle dans ce type de modèle.

En estimant (21) par la méthode des variables instrumentales linéaires (afin de tenir compte de la corrélation des termes d’erreurs avec les variables explicatives), nous retrouvons une relation statistiquement non significative entre le taux d’intérêt réel et la variation de la consommation à un seuil critique de 5% (tableau 2). Toutefois, sa valeur est proche de zéro et est relativement plus faible que l’estimation trouvée dans le modèle à deux biens. L’estimation de σ’ dérivée d’un modèle à bien unique est généralement considérée dans la littérature comme inappropriée pour des pays qui sont sujets à des chocs fréquents de leurs termes de l’échange puisque ces derniers altèrent de manière importante leur taux de change réel et font donc varier les prix relatifs des biens importables et non échangeables. L’hypothèse d’un modèle à bien unique apparaît comme valide pour la France moins sujette à des chocs importants de ses termes de l’échange. Pour autant, les estimations dans un modèle de consommation avec biens échangeables et non échangeables permettent de tenir compte des influences du taux d’intérêt réel sur la consommation des différents biens et ne biaisent pas ainsi la valeur de σ’ vers zéro.

Tableau 2

Bien que les MCOD donnent des paramètres plus efficients et plus élevés que les MCO classiques, l’hypothèse que les biens importables et non échangeables soient complémentaires ou imparfaitement substituables (θ < 1) en France ne peut être rejetée. En d’autres termes, lors d’une détérioration transitoire des termes de l’échange, les agents privés français ne substituent pas parfaitement les biens importés qui sont relativement plus chers en faveur des biens domestiques (non échangeables). La faiblesse de l’élasticité de substitution intratemporelle implique que l’appréciation du taux de change réel et l’augmentation du taux d’intérêt réel de la consommation sont faibles. La hausse de l’épargne privée qui s’ensuit n’est pas suffisante pour compenser totalement la réduction de celle-ci due à l’effet de lissage intertemporel de la consommation.

Tableau 3

Au total, le compte courant va donc se détériorer puisque les effets de substitution intertemporels (dont l’élasticité n’est pas significativement différente de zéro) et intratemporels (θ < 1) ne contrebalancent pas les effets revenus induits par la détérioration transitoire des termes de l’échange. Ce résultat est ici différent de celui trouvé par Cashin et Mc Dermott (1998) pour l’Australie, le Canada et le Royaume-Uni où les effets de transferts intertemporels de consommation (σ significativement élevé et différent de zéro) et de taux de change réel (θ > 1) compensent les variations du solde courant induites par l’effet de lissage intertemporel de la consommation (tableau A.2.2). Cette divergence des paramètres structurels est sans doute liée à la plus grande sensibilité du commerce extérieur de ces trois pays aux variations des termes de l’échange, compte tenu du poids important des matières premières dans leurs exportations (Cashin & Mc Dermott, 1998).

Le réexamen sur le passé de la corrélation entre variation des termes de l’échange et compte courant, et la simulation de la taille relative des différents effets, compte tenu des valeurs estimées des paramètres structurels, confirment les résultats empiriques obtenus. En effet, d’après le nuage de points du graphique 1, les chocs des termes de l’échange et la balance courante en France sont négativement corrélés (avec un coefficient de corrélation de – 0,547) sur la période étudiée.

De même, la décomposition des effets de substitution et des effets de lissage sur la variation du solde courant lors d’une détérioration temporaire des termes de l’échange de 1% (tableau 4) montre que la taille des effets de lissage est plus importante que celle des effets de substitution. Quelle que soit la période considérée, puisque les effets de substitution (intertemporels et intratemporels) ne compensent que partiellement les effets de lissage intertemporel, le compte courant se détériore suite à un choc défavorable des termes de l’échange. L’analyse sur plusieurs sous-périodes montre aussi que l’effet total d’un choc temporaire des termes de l’échange sur le solde extérieur de l’économie française est moins fort depuis le milieu des années quatre-vingt à cause de la diminution de l’élasticité de lissage intertemporel de la consommation. Ce résultat n’a rien de surprenant ici car la facture des importations (notamment énergétiques) liée aux chocs des termes de l’échange a considérablement diminué depuis les premiers chocs pétroliers. Toutefois, dans la mesure où l’effet de perte de pouvoir d’achat sur la demande des ménages français reste toujours plus fort que les effets de substitution, un ralentissement de la demande en France (et de la croissance) est à craindre suite aux modifications récentes des termes de l’échange (consécutives aux hausses du brut et des dépréciations de l’euro).

Tableau 4

De même, ces résultats semblent confirmer l’argument de Agénor et Bismut (1999) selon lequel l’accumulation récente des surplus de la balance courante en France (depuis 1992-93) ne serait pas due à un retour à une surcompétitivité de l’économie française mais reflète plutôt les perspectives pessimistes des consommateurs français sur leurs revenus futurs. En effet, l’anticipation par les agents français d’une dégradation de leurs revenus permanents liée à la montée de l’endettement public (constituant la promesse des prélèvements futurs) motiverait leur comportement de lissage intertemporel de la consommation (à la baisse) et expliquerait ainsi les surplus récents. La stratégie de désinflation compétitive, qui a été un des objectifs majeur de la politique macroéconomique française depuis 1983 jusqu’à récemment, est alors remise en cause. Elle est supposée conduire à une croissance plus forte grâce à l’amélioration de la compétitivité de l’économie française et au desserrement de la contrainte extérieure. Cependant, la responsabilité de la désinflation compétitive dans les fluctuations du commerce extérieur français n’est pas claire. Certes, cette politique a permis une inflation modérée et un redressement des marges des entreprises françaises. Mais, on ne décèle pas une tendance à la dépréciation réelle du franc (Agénor & Bismut, 1999) et, au vue de nos simulations, le compte extérieur de la France semble être relativement insensible aux mouvements des prix relatifs [15]. Or, la recherche de l’équilibre externe (et donc le respect de la contrainte extérieure) a constitué pendant longtemps le principal obstacle aux politiques de relance par la demande [16] et a eu un coût très élevé en terme de chômage.

Enfin, les résultats économétriques trouvés indiquent aussi que l’effet de la réallocation des dépenses de consommation est loin d’être parfait (total). Ce qui implique que le degré de transmission d’une variation des termes de l’échange sur les prix des importations françaises n’est que partiel (Obstfeld, 2000; Obstfeld & Rogoff, 2000). Une éventuelle segmentation internationale du marché français permet aux producteurs mondiaux de discriminer leur prix. Deux voies de prolongement à cette étude sont alors possibles. Soit, adapter au cas français un modèle intertemporel de la balance courante qui tient compte de la discrimination des prix des biens importables selon le pays d’accueil. Soit, dans le cadre intégré du marché unique européen, adopter une décomposition de la consommation des biens échangeables en France entre les biens importés des pays de l’Union européenne et ceux venants du reste du monde. Cette dernière approche devrait permettre d’estimer la sensibilité du compte courant français par rapport aux variations des prix relatifs intra-européens.

Z. M. I. [17]

La part des biens de consommation dans le total des marchandises importés (s) a été collectée dans International Trade Statistics Yearbook (ONU).

Ces données ont alors permis de construire les séries suivantes:

Tableau A.2.1

Tableau A.2.2