Economie internationale
La Doc. française

I.S.B.N.sans
190 pages

p. 41 à 66
doi: en cours

Veille sur la revue
Veille sur l'auteur
Vous consultez

no 92 2002/4

2002 Économie internationale

Compétitivité-prix et hétérogénéité des échanges extérieurs chinois

Stéphane Dées  [1]
L’idée centrale de cet article est que les exportations à fort contenu en importations devraient être moins sensibles aux évolutions de compétitivité-prix que les exportations de biens dont la fabrication nécessite principalement des intrants locaux. Cette idée, appliquée à la Chine sur la période 1994-2000, tente de distinguer des différences de comportement entre commerce ordinaire et commerce d’assemblage, ce dernier correspondant aux importations de biens destinés à être ré-exportés après assemblage et transformation en Chine. Les résultats permettent d’expliquer les différences de comportements entre ces segments d’échanges et d’analyser les conséquences de la crise asiatique sur le commerce extérieur de la Chine. Enfin, grâce à un modèle simplifié du commerce chinois, cette étude donne quelques indications sur l’évolution probable de la balance commerciale au cours des prochaines années en tenant compte de l’impact sur les échanges extérieurs de l’accession de la Chine à l’OMC.
Classification JEL: C51; F47; O24.Mots-clés : compétitivité-prix, régime douanier, commerce extérieur, économie chinoise.
The central idea of this paper is that the exports of goods produced with a large share of imported inputs should be less sensitive to price-competitiveness changes than the exports of goods produced with domestic inputs. This idea, applied to China over the period 1994-2000, attempts to distinguish behaviour differences between ordinary trade and processing trade, the latter corresponding to imports of goods devoted to re-export after processing in China. The paper shows that there are indeed behaviour differences across the two trade segments. Moreover, it also provides some analysis of the trade consequences of the Asian crisis on China. Finally, thanks to a small-scale model of the Chinese trade, this study gives some elements to assess the likely developments of the trade balance in the next years by taking into account the impact on trade flows of the Chinese entry into the WTO.
JEL Classification: C51; F47; O24.Keywords : price-competitiveness, custom regimes, external trade, chinese economy.
L’étude de la sensibilité des échanges extérieurs aux variations de compétitivité-prix peut se révéler biaisée si l’on considère les biens échangés de manière agrégée. En effet l’hétérogénéité des biens échangés peut cacher une hétérogénéité de comportements de la part des différents acteurs intervenant dans les échanges. La désagrégation proposée par cet article se réfère à la nature des intrants utilisés pour fabriquer les biens échangés. Par exemple, les entreprises exportant des produits à fort contenu en importation devraient être moins sensibles aux variations de prix relatifs que les entreprises exportant des biens produits avec des intrants locaux. L’idée simple est que si, dans un cas extrême, le bien exporté n’est fabriqué qu’avec un intrant importé et que les prix du bien et de son intrant sont tous les deux déterminés mondialement, alors toute variation de prix relatif entre les prix mondiaux et les prix nationaux n’affectera pas la stratégie de l’exportateur. Il en est de même pour les variations de taux de change nominal (si le bien importé est payé en monnaie étrangère et revendu dans cette même monnaie, alors les mouvements de change entre monnaie étrangère et monnaie nationale n’affecteront pas la stratégie d’exportation). En revanche, une entreprise produisant un bien avec des intrants locaux bénéficiera ou pâtira de telles variations quand elle voudra vendre son bien à l’étranger. Par exemple, une dépréciation de la monnaie nationale réduira ses coûts de production en monnaie étrangère. Reportant cette réduction sur ses prix, l’entreprise pourra vendre son bien sur le marché mondial à un prix qui sera plus faible que ses concurrents. La dépréciation de la monnaie nationale améliore automatiquement sa compétitivité-prix sur le marché mondial.
Cette étude vise à appliquer cette idée simple au cas chinois. Selon la distinction statistique opérée par les douanes chinoises, le commerce extérieur de la Chine peut être classé en deux catégories principales: commerce ordinaire – relatif aux exportations de biens produits principalement à partir d’intrants locaux et aux importations destinées au marché chinois – et le commerce lié à l’assemblage et à la sous-traitance [2] – correspondant aux importations de biens destinés à être ré-exportés après assemblage et transformation en Chine –. Le contenu en importation de la première catégorie est donc bien plus faible que les biens de la seconde catégorie. Évidemment, cette distinction statistique correspond à des régimes douaniers différents: le commerce ordinaire étant soumis à droits de douane et le commerce d’assemblage bénéficiant d’exemptions tarifaires.
Après avoir décrit l’évolution du commerce chinois entre 1994 et 2000 et de ses principaux déterminants, cet article examinera ensuite l’idée centrale selon laquelle les exportations ordinaires devraient être plus sensibles que les exportations d’assemblage aux variations de prix relatifs. Cette étude s’appuiera sur l’estimation économétrique d’équations d’exportation pour chaque type de commerce avec une attention particulière pour l’importance de la compétitivité-prix dans la détermination des exportations. Enfin, l’analyse sera élargie pour inclure des estimations similaires pour les importations et pour évaluer la transmission de chocs de taux de change réel dans un modèle simplifié du commerce extérieur chinois.
 
Décomposition du commerce chinois entre 1994 et 2000
 
 
Le but de cette partie est d’observer le comportement des différents types de commerce par rapport aux mouvements de prix relatifs et de demande mondiale.
Le graphique 1 donne l’évolution générale du commerce chinois sur la période 1994-2000. Les graphiques 2a et 2b montrent le poids croissant du commerce d’assemblage, en particulier depuis 1998. Entre 1995 et 1996, les parts du commerce ordinaire et du commerce d’assemblage étaient approximativement équivalentes. Depuis la crise asiatique, le second segment est plus important, signifiant que la crise financière aurait donné un avantage aux industries d’assemblage.
Graphique 1
Chine: exportations et importations totales
IMGIMGChine: exportations et importations totalesIMGIMF
Source: China’s Customs Statistics.
Graphique 2a
Chine: exportations par régimes douaniers
IMGIMGChine: exportations par régimes douaniersIMGIMF
*.
OT: Ordinary Trade (commerce ordinaire).
PT : Processing trade (Commerce d’assemblage).
Source: China’s Customs Statistics.
Graphique 2b
Chine: importations par régimes douaniers
IMGIMGChine: importations par régimes douaniersIMGIMF
*.
OT: Ordinary Trade (commerce ordinaire).
PT : Processing trade (Commerce d’assemblage).
Source: China’s Customs Statistics.
Les graphiques 3 et 4 proposent une décomposition des deux types d’exportations entre entreprises nationales et entreprises étrangères. Si les entreprises nationales sont spécialisées dans le commerce ordinaire, les exportations des biens assemblés sont principalement réalisées par des entreprises étrangères.
Graphique 3
Chine: exportations – commerce ordinaire
IMGIMGChine: exportations – commerce ordinaireIMGIMF
*.
OT: Ordinary Trade (commerce ordinaire).
FIE : Exportations réalisées par les entreprises à capitaux étrangers (Foreign Invested Enterprises).
Source: China’s Customs Statistics.
Graphique 4
Chine: exportations – commerce de transformation
IMGIMGChine: exportations – commerce de transformationIMGIMF
*.
PT : Processing trade (commerce d’assemblage).
FIE : Exportations réalisées par les entreprises à capitaux étrangers (Foreign Invested Enterprises).
Source: China’s Customs Statistics.
Afin de déterminer les différences de comportements de chaque type de commerce, il est important de définir les indicateurs de prix relatifs et de demande mondiale qui seront utilisés dans la partie empirique.
Le graphique 5 montre l’évolution de l’indicateur de prix relatifs qui sera utilisé. Celui-ci est défini comme un taux de change effectif réel basé sur les prix à la consommation [3]. Ce taux de change effectif prend en compte les taux de change bilatéraux et les prix de 15 pays (États-Unis, Canada, France, Allemagne, Italie, Pays-Bas, Japon, Indonésie, Royaume-Uni, Corée du sud, Hong-Kong, Singapour, Taiwan, Malaisie et Thaïlande). Le poids de chaque pays est déterminé par la part moyenne de la Chine dans leurs importations sur la période étudiée.
Graphique 5
Chine: taux de change effectif réel
IMGIMGChine: taux de change effectif réelIMGIMF
Source: Calculs de l’auteur.
Le graphique indique une appréciation continue du taux de change réel de la Chine sur la période 1994-janvier 1998. En raison de la déflation des prix intérieurs chinois et de l’appréciation nominale des monnaies asiatiques, la compétitivité-prix de la Chine s’est depuis améliorée.
Le graphique 6 représente la demande mondiale de produits chinois, définie comme la somme pondérée des importations des partenaires de la Chine. Les poids dépendent de la part moyenne de la Chine dans leurs importations totales sur la période étudiée. Il aurait été préférable de disposer de pondérations différentes en fonction des différents types de commerce. Cela aurait permis de déterminer une demande mondiale pour les biens ordinaires et une demande spécifique aux échanges de biens assemblés en Chine. Malheureusement, les données disponibles ne permettent pas de faire une telle distinction. Au-delà de forts mouvements saisonniers, ce graphique montre une baisse significative de la demande étrangère au cours de la crise asiatique jusqu’à la reprise des économies asiatiques à partir de la mi-1999.
Graphique 6
Demande étrangère de biens chinois
IMGIMGDemande étrangère de biens chinoisIMGIMF
Source: Calculs de l’auteur.
Les graphiques 7 et 8 représentent les évolutions des exportations, des importations et du solde commercial par type de commerce. Au cours de la crise asiatique, les exportations ordinaires semblent avoir souffert de l’appréciation du taux de change réel alors que les importations ordinaires, de leur côté, ont continué à augmenter. La balance commerciale pour ce type d’échange s’est donc détériorée et est devenue négative au cours du premier trimestre de 1999. En revanche, l’impact de la crise asiatique semble avoir été limité pour le commerce d’assemblage impliquant peu d’effet en terme net sur le solde commercial. La balance commerciale est restée largement excédentaire et s’est même améliorée entre 1997 et 1999. Ceci peut s’expliquer par le fait que ce type d’exportations ait cru plus rapidement que les importations sur cette période. Ce surplus commercial a aidé la Chine à garder, au niveau global, une balance commerciale équilibrée.
Graphique 7
Chine: commerce ordinaire (taux de croissance et balance)
IMGIMGChine: commerce ordinaire (taux de croissance et b...IMGIMF
Source: China’s Customs Statistics.
Graphique 8
Chine: commerce d’assemblage (taux de croissance et balance)
IMGIMGChine: commerce d’assemblage (taux de croissance e...IMGIMF
Source: China’s Customs Statistics.
 
Sensitivité des différents segments commerciaux à la compétitivité-prix
 
 
Après un rapide rappel théorique, cette partie présente différentes estimations réalisées pour tester empiriquement l’idée centrale de l’article.
Comment mesurer la sensitivité des exportations aux prix relatifs?
Les fondements théoriques des équations de commerce extérieur ont été présentés dans Armington (1969). En économie ouverte, les exportations en volume résultent d’un programme de maximisation d’utilité sous contrainte budgétaire. La résolution de ce programme fait dépendre les volumes exportés de variables de demande étrangère et d’indicateurs de compétitivité-prix. L’équation (1) présente une équation d’exportation s’inspirant de ces fondements théoriques dans laquelle la compétitivité-prix est mesurée par le taux de change réel défini par l’équation (2).
X est le volume d’exportation, YW la demande étrangère et R le taux de change réel.
γ1 est l’élasticité-demande et γ2 l’élasticité-prix.
PD est le prix national, e le taux de change nominal et PW le prix des concurrents de la Chine. Une hausse de cet indice indique une amélioration de la compétitivité-prix de la Chine.
Comme déjà mentionné, aucune donnée pour les exportations chinoises en volume n’étant disponible, nous avons déflaté, pour estimer l’équation (1), la valeur des exportations par un indice de prix mondial [4].
Application au cas chinois
Avant d’estimer les équations d’exportation, il est nécessaire de regarder la propriété des séries en terme de stationnarité. Le tableau 1 présente les statistiques ADF des tests de racines unitaires. Ces tests rejettent l’hypothèse nulle de stationnarité des séries d’exportations, de taux de change réel et de demande mondiale. Ces séries étant intégrées d’ordre 1, des relations de long-terme ont été déterminées pour ces différentes variables. Le tableau 2 présente ces relations de cointégration basées sur l’équation (1). Ces estimations ont été réalisées pour trois types de données de commerce (total, ordinaire et assemblage). Pour tenir compte des forts mouvements saisonniers, nous avons aussi introduit des variables muettes pour les mois de janvier et de décembre [5].

Tableau 1
Tests de racines unitaires (ADF)
IMGIMGVariable	Spécification	Retards	Stati...IMGIMF
Variable Spécification Retards Statistique Exportations totales Niveau 4 – 1,76 Log(X) Différence 1re 10 – 9,08** Exportations ordinaires Niveau 4 – 1,26 Log(XOT) Différence 1re 10 – 5,65** Exportations d’assemblage Niveau 4 – 2,85 Log(XPT) Différence 1re 10 – 13,18** Demande étrangère Niveau 2 – 2,87 Log(YW) Différence 1re 10 – 6,33** Taux de change réel Niveau 2 – 0,77 Log(R) Différence 1re 2 – 5,18** : Valeur critique à 5%: – 3,40 (source: MacKinnon, 1991). L’hypothèse de racine unitaire est rejetée au seuil de 5%.


Tableau 2
Estimation des relations de long terme
IMGIMGExportations totales (X)	Log(X) = 3,...IMGIMF
Exportations totales (X) Log(X) = 3,89 + 1,80Log(YW) + 0,29Log(R) t0 = 4,81; t1 = 13,12; t2 = 5,08 R2 = 0,85 s2 = 0,09 Test de cointégration (ADF sur le terme d’erreur): – 3,54** (3 retards) Exportations ordinaires (XOT) Log(XOT) = 4,58 +1,32Log(YW) + 0,48Log(R) t0 = 3,56; t1 = 6,04; t2 = 5,19 R2 = 0,64 s2 = 0,15 Test de cointégration (ADF sur le terme d’erreur): – 3,14* (10 retards) Exportations d’assemblage (XPT) Log(XPT) = 1,82 + 2,23Log (YW) + 0,15Log(R) t0 = 2,70; t1 = 19,50; t2 = 3,07 R2 = 0,91 s2 = 0,08 Test de cointégration (ADF sur le terme d’erreur): – 4,10** (8 retards) Note: Les notations t0, t1, t2… se réfèrent aux statistiques t de Student correspondant respectivement à la constante et aux coefficients des autres variables figurant dans les équations.

Les premiers commentaires de ces estimations confirment l’intuition principale de l’étude. Au niveau global, les variations du taux de change réel ont une influence positive sur les exportations chinoises (élasticité égale à 0,29). Cette influence est plus importante si l’on restreint l’estimation au commerce ordinaire (élasticité égale à 0,48). En revanche, les exportations à fort contenu en importations sont moins sensibles aux variations de prix relatifs (élasticité égale à 0,15). Il est important de noter que les valeurs estimées des élasticités-prix sont assez faibles surtout pour un pays spécialisé dans des biens de bas de gamme où les coûts salariaux jouent un rôle important. En fait, la faiblesse apparente des élasticités-prix vient essentiellement de la façon de déflater les exportations. Nous rappelons qu’en l’absence de données de prix à l’exportation en Chine, nous avons dû déflater les exportations en valeur par un indice de prix mondial. En supposant implicitement que les exportateurs chinois étaient “price-takers”, nous avons artificiellement réduit la valeur absolue des élasticités-prix. Ainsi, ce que l’on appelle “élasticité-prix” dans cet article devrait plus justement s’appeler indicateur de sensibilité des exportations aux variations d’un indicateur de compétitivité-prix. En revanche, s’il est difficile de comparer les valeurs obtenues par rapport à des références issues de la littérature, la comparaison demeure pertinente en terme relatif, c’est-à-dire lorsque l’on compare les élasticités entre les différents types de commerce.
En ce qui concerne les effets de demande, les estimations font apparaître une influence significative quel que soit le type de commerce (tableau 2). Avec une élasticité de 1,8 pour les exportations totales, on peut remarquer que la Chine gagne des parts de marché au niveau mondial. Concernant le commerce ordinaire, cette élasticité est plus faible (1,32), alors que pour le commerce d’assemblage, elle est supérieure à 2. Une hausse de 1% de la demande mondiale implique une hausse de ce type d’exportation de 2,23%. Ces résultats confirment la bonne adaptation des entreprises exportatrices chinoises à la demande mondiale, notamment pour les entreprises opérant dans les secteurs de l’assemblage qui sont en majorité à capitaux étrangers.
Un second type d’estimation a été réalisé (tableau 3). En prenant en compte des éléments de court-terme, on peut déterminer les aspects dynamiques des comportements d’exportation. Pour ce faire, des modèles à correction d’erreur (MCE) ont été estimés en une étape à la manière de Banerjee et alii (1993). En partant du général au spécifique, nous avons défini une spécification qui inclut seulement des variables dont l’influence est significative. Seule la variation de la demande mondiale semble avoir un impact sur les dynamiques de court-terme, les variations du taux de change réel ayant été enlevées car non-significatives. En appliquant la stratégie d’estimation en une étape, les relations de long-terme ont donc été ré-estimées en même temps que le MCE. En général, comparant les tableaux 2 et 3, les résultats obtenus pour les coefficients de long terme ne différent pas significativement selon la méthode utilisée (à l’exception de l’élasticité-demande pour les exportations ordinaires) et confirment les premiers résultats présentés dans le tableau 2. Ces estimations donnent également la vitesse de convergence des dynamiques de court-terme vers la relation de long-terme. Le coefficient du terme à correction d’erreur est toujours fortement significatif confirmant ainsi la validité de la spécification MCE. De plus la valeur de ce coefficient est grande (0,52 pour les exportations totales, 0,4 pour le commerce ordinaire et 0,68 pour le commerce d’assemblage) indiquant une convergence rapide des évolutions de court-terme vers l’équilibre de long terme. Ces résultats sont similaires à ceux trouvés, par exemple, par Girardin (1998).

Tableau 3
Estimations de modèles à correction d’erreur (MCE)
IMGIMGExportations totales	∆Log(X) = 2,23 ...IMGIMF
Exportations totales ∆Log(X) = 2,23 + 1,33∆Log(YW) – 0,53(Log(X)–1 – 1,70Log(YW)–1 – 0,33Log(R)–1) t0 = 3,22; t1 = 8,50; t2 = – 6,13; t3 = – 7,36; t4 = – 3,74 R2 =0,89 s2 = 0,07 Exportations ordinaires ∆Log(XOT) = 2,88 + 1,01∆Log(YW) – 0,40(Log(XOT)–1 – 0,80Log(YW)–1 – 0,47Log(R)–1) t0 = 3,03; t1 = 4,75; t2 = – 5,39; t3 = – 1,82; t4 = – 2,90 R2 =0,84 s2 = 0,10 Exportations d’assemblage ∆Log(XPT) = 0,63 + 1,64∆Log(YW) – 0,68(Log(XPT)–1 – 2,37Log(YW)–1 – 0,21Log(R)–1) t0 = 1,03; t1 = 11,06; t2 = – 6,63; t3 = – 15,29; t4 = – 3,43 R2 =0,89 s2 = 0,06 Note: Les notations t0, t1, t2… se réfèrent aux statistiques t de Student correspondant respectivement à la constante et aux coefficients des autres variables figurant dans les équations.

Les équations d’exportations ont ensuite été ré-estimées en empilant les données de commerce ordinaire et d’assemblage (tableau 4). Ces estimations nous permettent de déterminer la significativité des différences de coefficients entre type de commerce en utilisant des tests de ratio de vraisemblances (tableau 5) (Greene, 2000). Les variables muettes ont été contraintes à être égales entre régimes douaniers.

Tableau 4
Équations empilées
IMGIMGModèles	E(Yw) contraint	E(Yw) contra...IMGIMF
Modèles E(Yw) contraint E(Yw) contraint E(R) contraint Modèle non-contraint Coefficients E(R) contraint Coefficient T Student Coefficient T Student Coefficient T Student Coefficient T Student Constant_OT 2,81 2,99 – 0,10 –0,16 3,88 4,44 2,71 2,80 Constant_PT 0,96 2,31 1,07 1,79 0,42 0,70 0,69 1,15 E(∆Yw)_OT 1,01 4,86 1,39 6,36 1,07 4,97 1,16 5,40 E(∆Yw)_PT 1,22 8,08 1,44 10,24 1,48 10,37 1,50 10,77 E(Yw)_OT 0,59 1,19 2,10 8,59 0,64 1,81 1,09 3,20 E(Yw)_PT 0,59 1,19 2,10 8,59 2,33 9,09 2,28 10,45 E(R)_OT 0,41 2,20 0,75 5,12 0,24 2,48 0,52 3,94 E(R)_PT 0,41 2,20 0,15 1,58 0,24 2,48 0,19 2,22 ECT_OT – 0,34 – 6,08 – 0,42 –6,52 – 0,44 – 7,05 –0,49 –7,65 ECT_PT – 0,11 – 2,81 – 0,43 –5,45 – 0,41 – 5,44 –0,47 –6,11 Note: E(X) signifie élasticité des exportations à la variable X.


Tableau 5
Tests de restrictions
IMGIMGH0	Ha	Statistique	Résultat	E(Yw) con...IMGIMF
H0 Ha Statistique Résultat E(Yw) contraint Modèle non-contraint 13,11595 (Chi2(1)) H0 rejetée E(R) contraint Modèle non-contraint 6,573000 (Chi2(1)) H0 rejetée E(Yw) contraint et E(R) contraint Modèle non-contraint 20,90522 (Chi2(2)) H0 rejetée

Les tests montrent que l’on peut rejeter les modèles dont les paramètres sont contraints à être égaux entre types de commerce. Le meilleur modèle retient donc des élasticités-prix et demande spécifiques aux différents régimes douaniers (modèle non-contraint). Dans ce cas, nous retrouvons avec les équations empilées les résultats précédents (valeurs plus fortes de l’élasticité-demande pour le commerce d’assemblage et des élasticité-prix plus faibles). Ces tests confirment le résultat principal: les entreprises qui exportent des biens liés à des opérations d’assemblage sont plus sensibles à la demande mondiale que les entreprises de commerce ordinaire mais sont en revanche moins sensibles aux mouvements de prix relatifs.
Exportations, processus de production et type d’entreprise exportatrice
Les résultats précédents concluent que les entreprises exportant des biens à fort contenu en importation sont moins sensibles aux variations de prix relatifs que les firmes exportant des biens ordinaires. Nous avons vu précédemment que les opérations d’assemblage sont en majorité le fait d’entreprises à capitaux étrangers. Ces dernières étant en revanche très minoritaires dans le commerce ordinaire. La conclusion précédente tendait à montrer une dichotomie dans les comportements des entreprises selon le processus de production. Or, nous devons vérifier si ces résultats ne cachent pas plutôt une dichotomie entre entreprises nationales et entreprises étrangères.
L’annexe 1 présente des estimations et tests similaires à ceux présentés précédemment en appliquant cette fois une distinction par type d’entreprise exportatrice.
Les estimations d’équations de long-terme et de MCE suggèrent que les valeurs des élasticités (demande et prix relatifs) sont différentes selon le type d’entreprise. Les élasticités-prix sont élevées et significatives pour les entreprises chinoises (même si elles exportent des biens liés à des opérations d’assemblage) tandis que pour les entreprises étrangères, ces élasticités sont soit non-significatives (exportations totales ou commerce d’assemblage) ou de signes contraires (commerce ordinaire). En divisant les données entre firmes chinoises et firmes étrangères, les tests sur les contraintes des paramètres montrent (tableau A1.6) que nous ne pouvons plus distinguer les comportements selon les régimes douaniers, une fois les données classées par type d’entreprise. De plus, les valeurs des paramètres montrent que les élasticités sont différentes selon le type d’entreprise. Pour les entreprises chinoises, l’élasticité demande est proche de l’unité (1,11) et l’élasticité-prix est significative (0,43). Pour les entreprises étrangères, l’élasticité-demande est plus élevée (2,78) et l’élasticité-prix n’est pas significative. Ainsi, ces résultats invalideraient les conclusions précédentes: le type de l’entreprise exportatrice serait donc plus important que le régime douanier, et partant que le processus de production, pour distinguer des différences dans les comportements des exportateurs.
Cependant, cette conclusion peut être à son tour hâtive, surtout si l’on regarde à nouveau les graphiques 3 et 4. Ces graphiques indiquent que les entreprises chinoises sont plus spécialisées dans le commerce ordinaire alors que les entreprises étrangères produisent principalement des biens liés à des opérations d’assemblage. Les résultats précédents ne pourraient refléter que la structure du commerce chinois. Pour résoudre ce problème délicat, nous proposons un dernier test: nous divisons de nouveau les données par régime douanier (total, ordinaire, assemblage), et, pour chaque type d’exportation, nous testons les différences de paramètres selon le type d’entreprise. Le tableau A1.10 présente les résultats des modèles retenus par les tests de restriction. Pour le commerce total, les élasticités-demande et prix sont différentes selon le type de l’entreprise confirmant les résultats précédents. Cependant, à la fois pour le segment “ordinaire” et pour le segment “assemblage”, le type de l’entreprise ne permet pas d’expliquer les différences de comportement. Nous retrouvons donc le résultat principal de cette étude: la valeur de l’élasticité-prix est plus élevée pour le segment “ordinaire” (0,49 vs 0,32) alors que l’élasticité-demande est plus faible (1,58 vs 2,17).
Interprétation des résultats
Les estimations économétriques précédentes confirment le caractère segmenté de l’industrie chinoise: d’un côté, un secteur très compétitif, spécialisé dans des activités d’assemblage et très réactif aux changements de la demande mondiale et de l’autre, un secteur plus traditionnel, très sensible aux variations de prix relatifs.
Les fortes élasticités-demande des exportations liées aux opérations d’assemblage confirment la bonne spécialisation de la Chine sur ce segment. Le dynamisme des exportations chinoises dans les années quatre-vingt-dix s’explique en partie par la participation accrue de la Chine dans les industries d’exportations les plus dynamiques (produits électriques et électroniques). Comme le montrent Lemoine et Ünal-Kesenci dans ce numéro, cette transformation du commerce extérieur chinois est due, d’une part, à une politique commerciale favorable aux activités d’assemblage et, d’autre part, à la stratégie des entreprises asiatiques qui ont délocalisé en Chine les stades de production intensifs en main-d’œuvre de leurs industries de biens d’équipement. Ces facteurs ont permis à la Chine d’effectuer une remontée de filière de production en développant une spécialisation sur des secteurs plus dynamiques que les industries traditionnelles. De plus, la faible sensibilité des exportations d’assemblage aux variations de compétitivité-prix indique que la Chine pourrait abandonner sa spécialisation dans les activités à faibles coûts de main-d’œuvre et poursuivre ainsi la montée en gamme vers des productions plus intensives en travail qualifié et en capital. Les afflux de capitaux étrangers au cours des années 1990 sous forme d’investissement direct ont été, à cet égard, un canal majeur de transfert en Chine de technologie occidentale (Dees, 1998; Lemoine, 2000). Les activités d’assemblage, réalisées en majorité par des firmes étrangères, sont bien sûr un vecteur important de diffusion de technologies avancées dans l’appareil de production chinois. Elles le seront encore plus, si les entreprises chinoises participent davantage à ces activités.
À côté de ces entreprises dynamiques et intégrées dans les réseaux internationaux de production et de commerce, les entreprises traditionnelles, majoritairement chinoises, ont souffert au cours de ces mêmes années quatre-vingt-dix d’une perte de compétitivité due à la fois à l’appréciation réelle de la monnaie chinoise et à un régime douanier défavorable car augmentant le coût des intrants importés. Comme ces entreprises sont beaucoup plus sensibles aux variations de la compétitivité-prix que les entreprises d’assemblage, ces évolutions ont eu un impact très négatif sur leur développement et ont aggravé le dualisme au sein des entreprises d’exportations chinoises (Lemoine et Ünal-Kesenki, 2002). Si l’accession à l’OMC devrait réduire la discrimination douanière entre les deux secteurs, la nature du processus de production continuera à rendre les activités traditionnelles plus vulnérables aux variations de prix relatifs. Ces variations devraient en outre être défavorables dans le futur, sachant la tendance à l’appréciation réelle de la monnaie chinoise venant du processus de rattrapage économique de la Chine (effet “Balassa”).
 
Estimation d’équations d’importations par régime douanier et bouclage d’un modèle simplifié du commerce extérieur de la Chine
 
 
Estimation d’équations d’importations
Des estimations similaires aux précédentes ont été réalisées pour les importations. Le but est de construire un modèle simplifié du commerce extérieur de la Chine afin de simuler l’impact d’un choc de taux de change réel sur les variables commerciales.
Les équations d’importations ont été estimées sous la forme de MCE, les équations de long terme reliant le volume des importations à un terme de demande intérieure (mesurée par la production industrielle en Chine, seule variable d’activité disponible sur données mensuelles) et un indicateur de prix relatif (le taux de change réel). Notons que le prix des importations, non disponible, a été approximé par une moyenne pondérée des prix des exportations des partenaires commerciaux de la Chine.
Le tableau 6 présente les résultats de ces estimations. Habituellement, l’effet de demande est positif et l’élasticité est proche de l’unité. L’élasticité-prix (l’effet compétitivité) doit être négative: une amélioration de la compétitivité réduit les importations du pays. En ce qui concerne l’estimation de l’équation des importations totales, l’élasticité-demande a le signe escompté et est proche de l’unité (1,04). Cependant, l’élasticité-prix n’est pas significative; les importations chinoises ne seraient pas influencées par les variations de prix relatifs. Il est vraisemblable que la demande de biens importés soit très peu sensible aux variations de prix relatifs, ces biens étant faiblement substituables à des biens chinois. Ce résultat peut aussi refléter des mesures de politiques commerciales qui restreignent les importations quelles que soient les variations de prix relatifs.

Tableau 6
Estimations de modèles à correction d’erreurs pour les importations
IMGIMGImportations totales (M)	∆Log(M) = 0...IMGIMF
Importations totales (M) ∆Log(M) = 0,44 + 0,98∆Log(Y/E) – 0,69(Log(M)–1 – 1,04Log(Y/E)–1 – 0,03Log(R)–1) t0 = 0,95; t1 = 9,34; t2 = – 6,98; t3 = – 12,74; t4 = – 0,46 R2 =0,91 s2 = 0,08 Importations ordinaires (MOT) ∆Log(MOT) = 0,14 + 0,59∆Log(Y/E) – 0,37(Log(MOT)–1 – 0,87Log(Y/E)–1 + 0,05Log(R)–1) t0 = 0,13; t1 = 2,79; t2 = – 3,15; t3 = – 2,01; t4 = 0,15 R2 =0,81 s2 = 0,16 Importations de biens destinés à des opérations d’assemblage (MPT) ∆Log(MPT) = 0,24 + 0,97∆Log(Y/E) – 0,64(Log(MPT)–1 – 1,09Log(Y/E)–1 + 0,17Log(R)–1) t0 = 0,54; t1 = 9,87; t2 = – 6,11; t3 = – 10,16; t4 = 2,04 R2 =0,85 s2 = 0,08 Note: Les notations t0, t1, t2… se réfèrent aux statistiques t de Student correspondant respectivement à la constante et aux coefficients des autres variables figurant dans les équations.

En distinguant les importations par régime douanier, l’image est à nouveau différente. Le raisonnement fait sur les importations totales peut s’appliquer aux importations ordinaires, ces dernières dépendant seulement de la demande et pas des prix relatifs. De plus, notons que l’effet demande est inférieur à l’unité (0,87) signifiant que la hausse de l’achat de biens étrangers est moins que proportionnelle à la croissance intérieure. Concernant les biens importés destinés à la ré-exportation, l’effet des prix relatifs est négatif et significatif. Les importateurs de biens qui seront assemblés sont très sensibles aux mouvements de taux de change réels.
L’effet est donc opposé à celui que l’on a trouvé pour les exportations. L’explication pourrait être la suivante. Pour les entreprises produisant des biens destinés à l’exportation, elles doivent définir avant de produire la composition de leurs intrants. Le résultat précédent montrerait que bien que les intrants importés ne soient pas sensibles aux mouvements de prix relatifs, la composition des intrants le serait. En effet, parmi les intrants importables, certains peuvent être remplacés par des biens achetés en Chine en cas d’évolution défavorables des prix relatifs. Si les prix mondiaux augmentent par rapport aux prix chinois, les entreprises d’assemblage sont incitées à augmenter leurs achats d’intrants chinois. En revanche, si les intrants importés sont plus compétitifs, leur part dans le processus de production devra augmenter. Pour expliquer aussi que les importations de biens destinés à la ré-exportation sont plus sensibles aux variations de prix que les importations ordinaires, l’argument de protection commerciale est également central. En effet, les deux types de commerce sont soumis à des régimes tarifaires différents. Si les importations ordinaires sont soumises à des restrictions tarifaires, les importations destinées à l’assemblage et à la sous-traitance sont exemptées de droit de douane, les rendant ainsi plus sensibles aux variations de prix.
Un modèle simplifié du commerce extérieur de la Chine
Les estimations d’équations d’exportation et d’importation rendent possible la construction d’un modèle simplifié du commerce extérieur de la Chine. L’intérêt de modéliser le commerce à partir des estimations précédentes est d’étudier la propagation d’un choc de prix relatifs sur les différentes catégories du commerce chinois.
Le modèle peut se résumer par le système suivant:
Les équations en volume ont été écrites dans leur forme MCE. Les estimations des tableaux 4 et 6 ont été utilisées pour calibrer le modèle. En plus des équations estimées, nous avons également ajouté une équation de prix des exportations (modélisés comme une moyenne géométrique de prix intérieurs et de prix mondiaux) calibrée à partir des estimations faites par Dées (2001).
Simulation d’un choc de prix relatifs
Ce modèle est utilisé pour simuler un choc de taux de change réel impliquant une détérioration de la compétitivité chinoise de 1%. C’est l’une des conclusions de McKibbin et Tang (2000) qui prévoient une appréciation réelle de la monnaie chinoise sur les dix années suivant l’accession à l’OMC (réduction des droits de douane chinois de leur niveau avant l’accession à 0 en 2010). Notons que le taux de change nominal est supposé constant et que l’appréciation réelle n’est due qu’à la hausse de l’indice de prix chinois.
Comme la compétitivité de la Chine se détériore, les exportations diminuent et les importations augmentent par rapport au compte central (graphique 9). Comme les exportations ordinaires sont plus sensibles aux prix relatifs, elles sont plus affectées par le choc (leur volume baisse de près de 0,5%), tandis que les exportations de biens assemblés sont plus insensibles au choc (– 0,2%). Du côté des importations, l’effet du choc est assez limité. Les importations de biens destinés à des opérations d’assemblage augmentent de 0,2% par rapport au compte central tandis que les importations ordinaires augmentent de manière marginale (seulement 0,05%).
Graphique 9
Réponses des exportations et importations à une appréciation de 1% du taux de change réel chinois
IMGIMGRéponses des exportations et importations à une ap...IMGIMF
X ot : Exportations commerce ordinaire.
X pt : Exportations commerce d’assemblage.
M ot: Importations commerce ordinaire.
M pt: Importations commerce d’assemblage.
À court terme, en raison de la hausse des prix des exportations, un effet de courte durée (seul le premier mois) entraîne une hausse de la balance commerciale (graphique 10). Cependant, rapidement, la balance commerciale enregistre des pertes qui atteignent, à long terme, 0,1 point de PIB. Ces résultats sont plus faibles que ceux de McKibbin et Tang (l’effet de la libéralisation commerciale impliquant une appréciation réelle de 1% a un impact maximum de – 0,3 point de PIB sur la balance commerciale). Cependant, leur modèle est un modèle d’équilibre général calculable à vocation plus généraliste (incluant des effets sur le PIB et ses différentes composantes ainsi que sur le taux d’intérêt réel). Le but du présent article est différent. Nous voulons juste distinguer les effets sur les variables commerciales en fonction de leur régime douanier. La simulation de ce modèle de commerce extérieur n’est utile que pour étendre les conclusions précédentes en terme d’effets sur le commerce extérieur dans son ensemble. Ainsi, une fois cette réserve “ceteris paribus” faite, l’effet sur la balance commerciale est assez substantiel. Il est principalement dû à l’impact de l’appréciation réelle sur le commerce ordinaire.
De plus, cette simulation illustre partiellement les enseignements de la crise asiatique. La dévaluation des pays asiatiques a impliqué une appréciation réelle des prix relatifs chinois (de 17% sur la période septembre 1997-septembre 1998). Sur cette période, les exportations “ordinaires” en dollar constant (déflatés par les prix mondiaux) ont baissé de 6,2% alors que les exportations liées à l’assemblage ont augmenté de 9%. On retrouve donc bien ici la moindre dépendance du secteur d’assemblage par rapport aux mouvements de prix relatifs. Les importations ordinaires, de leur côté, ont crû de 37% alors que les importations destinées à être ré-exportées ont augmenté de 6%. En ce qui concerne les importations, les effets de la crise asiatique ont été néfastes aux importations de biens destinés à la ré-exportation et bénéfiques aux importations ordinaires. Notre modèle semble donner le résultat opposé – les importations liées aux opérations d’assemblage seraient davantage stimulées par une appréciation réelle que les importations ordinaires –. Cependant, notre simulation ne se réfère qu’à l’une des implications de la crise asiatique, à savoir l’appréciation réelle de la monnaie chinoise, les autres variables étant supposées constantes. Or, les éléments de demande, qui sont apparus significatifs dans nos estimations, ont connu de fortes évolutions au cours de cette période (baisse de la demande mondiale et décélération de l’activité chinoise). Ainsi, la baisse de la demande mondiale a certainement renforcé la baisse des exportations ordinaires tout en épargnant relativement les exportations d’assemblage. En effet, ces dernières, principalement à destination des pays industriels, n’ont quasiment pas souffert – à l’inverse des exportations ordinaires qui ont pâti de la baisse de la demande asiatique – (voir aussi Dees et Lemoine, 1999).
Graphique 10
Réponse de la balance commerciale à une appréciation de 1% du taux de change réel chinois
IMGIMGRéponse de la balance commerciale à une appréciati...IMGIMF
 
Conclusion
 
 
La principale conclusion de cet article est qu’une étude du commerce chinois peut être trompeuse si l’on ne tient pas compte des différences de comportements entre types de commerce. Les résultats de la présente étude montrent qu’il est nécessaire de regarder attentivement les différents segments commerciaux et d’étudier séparément leurs comportements. L’article donne aussi quelques éléments pour comprendre pourquoi la crise asiatique n’a pas affecté en apparence la balance commerciale de la Chine. Les estimations et simulations effectuées dans cette étude montrent que les exportations et les importations étant peu sensibles aux variations de prix-relatifs, les échanges extérieurs de la Chine ont relativement peu réagi à la baisse des prix des principaux concurrents. De plus, les excédents enregistrés dans le secteur lié aux opérations d’assemblage ont pu croître grâce à la bonne adaptation de ce secteur à la demande mondiale et à sa moindre sensibilité à la compétitivité-prix. Enfin, selon les prédictions concernant les possibles évolutions de la compétitivité de la Chine après son accession à l’OMC, une simulation d’un modèle simplifié du commerce extérieur chinois désagrégé par type de commerce donne quelques idées des conséquences en termes de déséquilibres commerciaux et d’évolution des différents secteurs. Dans l’hypothèse envisagée où l’entrée de la Chine à l’OMC entraînerait une appréciation de son taux de change réel, le principal bénéficiaire de la libéralisation commerciale devrait être le commerce d’assemblage, qui bénéficierait d’une baisse des prix des intrants importés et de conditions avantageuses au niveau des coûts du travail. Ce type de commerce devrait donc rester compétitif au niveau mondial. En ce qui concerne le commerce ordinaire, l’appréciation réelle envisagée devrait lui être préjudiciable. La Chine devrait avoir des difficultés à rester compétitive sur ce type de marché. La tendance à une plus grande prépondérance du commerce d’assemblage dans le commerce total chinois devrait donc se confirmer dans le futur. De plus, la faiblesse des élasticités-prix dans ce secteur devrait rendre plus aisée la gestion de la politique de change. L’appréciation réelle normale pour un pays en développement (“effet Balassa”) ne devrait en effet pas entraîner une détérioration massive de la balance commerciale chinoise [6].
S. D.
Date de réception de l’article: 25 mars 2002
Date d’acceptation pour publication: 15 octobre 2002
 
Annexe 1. Exportations, processus de production et nationalité des entreprises exportatrices
 
 

Tableau A1.1
Tests de racines unitaires (ADF)
IMGIMGVariable	Spécification	Retards	Stati...IMGIMF
Variable Spécification Retards Statistique Exportations par les entreprises nationales Exportations totales Niveau 2 – 2,22 Log(XD) Différence 1re 10 6,78** Exportations ordinaires Niveau 10 – 1,20 Log(XD OT) Différence 1re 10 – 10,17** Exportations d’assemblage Niveau 2 – 2,22 Log(XD PT) Différence 1re 10 – 6,78** Exportations par les entreprises étrangères Exportations totales Niveau 10 – 1,50 Log(XF) Différence 1re 10 – 9,96** Exportations ordinaires Niveau 3 – 3,09 Log(XF OT) Différence 1re 10 – 5,50** Exportations d’assemblage Niveau 10 – 1,20 Log(XF PT) Différence 1re 10 – 10,17** Note: Valeur critique à 5%: – 3,40 (source: MacKinnon, 1991). ** L’hypothèse nulle est rejetée au seuil de 5%.


Tableau A1.2
Estimation des relations de long terme
IMGIMGExportations d’entreprises nationale...IMGIMF
Exportations d’entreprises nationales Exportations totales (X) Log(XD) = 5,29 + 1,31Log(YW) + 0,38Log(R) t0 = 3,90; t1 = 4,90; t2 = 3,63 R2 =0,62 s2 = 0,14 test de cointégration (ADF sur l’erreur de l’équation): – 3,85** (2 retards) Exportations ordinaires (XOT) Log(XD OT) = 5,29 + 1,18Log(YW) + 0,42Log(R) t0 = 3,17; t1 = 3,58; t2 = 3,31 R2 =0,52 s2 = 0,17 test de cointégration (ADF sur l’erreur de l’équation): – 3,36* (10 retards) Exportations d’assemblages (XPT) Log(XD PT) = 3,00 + 1,58Log(YW) + 0,33Log(R) t0 = 2,94; t1 = 7,61; t2 = 4,10 R2 =0,74 s2 = 0,11 test de cointégration (ADF sur l’erreur de l’équation): – 3,27** (2 retards) Exportations d’entreprises étrangères Exportations totales (X) Log(XF) = – 0,33 + 2,77Log(YW) – 0,02Log(R) t0 = – 0,35; t1 = 15,16; t2 = – 0,27 R2 =0,91 s2 = 0,09 test de cointégration (ADF sur l’erreur de l’équation): – 3,34* (5 retards) Exportations ordinaires (XOT) Log(XF OT) = – 6,22 + 3,85Log(YW) – 0,35Log(R) t0 = – 2,90; t1 = 9,02; t2 = – 2,09 R2 =0,79 s2 = 0,22 test de cointégration (ADF sur l’erreur de l’équation): – 3,27* (4 retards) Exportations d’assemblages (XPT) Log(XF PT) = 0,09 + 2,60Log(YW) + 0,03Log(R) t0 = 0,11; t1 = 15,96; t2 = 0,45 R2 =0,92 s2 = 0,08 test de cointégration (ADF sur l’erreur de l’équation): – 3,79** (5 retards) Note: Les notations t0, t1, t2… se réfèrent aux statistiques t de Student correspondant respectivement à la constante et aux coefficients des autres variables figurant dans les équations.


Tableau A1.3
Estimations de modèles à correction d’erreur
IMGIMGExportations d’entreprises nationale...IMGIMF
Exportations d’entreprises nationales Exportations totales ∆Log(XD) = 2,46 + 0,96∆Log(YW) – 0,34(Log(XD)–1 – 0,89Log(YW)–1 – 0,42Log(R)–1) t0 = 2,49; t1 = 4,73; t2 = – 4,41; t3 = – 1,55; t4 = – 2,05 R2 = 0,87 s2 = 0,08 Exportations ordinaires ∆Log(XD OT) = 2,76 + 0,92∆Log(YW) – 0,34(Log(XD OT)–1 – 0,56Log(YW)–1 – 0,47Log(R)–1) t0 = 2,27; t1 = 3,64; t2 = – 4,33; t3 = – 0,78; t4 = – 1,86 R2 = 0,84 s2 = 0,11 Exportations d’assemblages ∆Log(XD PT) = 1,18 + 1,07∆Log(YW) – 0,40(Log(XD PT)–1 – 1,61Log(YW)–1 – 0,35Log(R)–1) t0 = 1,39; t1 = 5,78; t2 = – 4,37; t3 = – 3,66; t4 = – 2,22 R2 = 0,85 s2 = 0,07 Exportations d’entreprises étrangères Exportations totales ∆Log(XF) = – 1,44 + 1,94∆Log(YW) – 0,60(Log(XF)–1 – 3,21Log(YW)–1 + 0,03Log(R)–1) t0 = – 1,77; t1 = 9,98; t2 = – 5,15; t3 = – 12,29; t4 = 0,36 R2 = 0,88 s2 = 0,07 Exportations ordinaires ∆Log(XF OT) = – 0,44 + 0,97∆Log(YW) – 0,19(Log(XF OT)–1 – 2,54Log(YW)–1 + 0,22Log(R)–1) t0 = – 0,02; t1 = 2,68; t2 = – 1,95; t3 = – 1,29; t4 = 0,38 R2 = 0,71 s2 = 0,12 Exportations d’assemblage ∆Log(XF PT)= – 0,92 + 1,98∆Log(YW) – 0,64(Log(XF OT)–1 – 2,89Log(YW)–1 + 0,07Log(R)–1) t0 = – 1,18; t1 = 10,44; t2 = – 5,38; t3 = – 12,11; t4 = 0,78 R2 = 0,86 s2 = 0,07 Note: Les notations t0, t1, t2… se réfèrent aux statistiques t de Student correspondant respectivement à la constante et aux coefficients des autres variables figurant dans les équations.


Tableau A1.4
Tests de restriction – Entreprises nationales
IMGIMGH0	Ha	Statistique	Résultat	E(Yw) con...IMGIMF
H0 Ha Statistique Résultat E(Yw) contraint Modèle non-contraint 0,999545 (Chi2(1)) Ha rejetée E(R) contraint Modèle non-contraint 0,250963 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle contraint E(Yw) contraint 0,286478 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle contraint E(R) contraint 1,035058 (Chi2(1)) Ha rejetée


Tableau A1.5
Tests de restriction – Entreprises étrangères
IMGIMGH0	Ha	Statistique	Résultat	E(Yw) con...IMGIMF
H0 Ha Statistique Résultat E(Yw) contraint Modèle non-contraint 2,941882 (Chi2(1)) Ha rejetée E(R) contraint Modèle non-contraint 1,202973 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle contraint E(Yw) contraint 0,655509 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle contraint E(R) contraint 2,394419 (Chi2(1)) Ha rejetée


Tableau A1.6
Équations empilées par nationalité des entreprises*
IMGIMGModèles	Entreprises nationales	Entre...IMGIMF
Modèles Entreprises nationales Entreprises étrangères Coefficients Coefficient T Student Coefficient T Student Constante_OT 2,27 2,16 – 0,97 – 2,16 Constante_PT 1,41 1,91 – 0,54 – 0,80 E(DYw)_OT 1,06 4,40 1,29 4,45 E(DYw)_PT 0,95 5,74 1,79 11,18 E(Yw)_OT 1,11 2,08 2,78 10,87 E(Yw)_PT 1,11 2,08 2,78 10,87 E(R)_OT 0,43 2,26 0,10 1,03 E(R)_PT 0,43 2,26 0,10 1,03 ECT_OT – 0,40 –5,88 – 0,34 – 5,70 ECT_PT – 0,28 –4,13 – 0,54 – 5,93 Note: E(X) signifie l’élasticité des exportations à la variable X. * Résultats des modèles acceptés par les tests de restrictions (tableaux A1.4 et A1.5).


Tableau A1.7
Tests de restriction – Commerce total
IMGIMGH0	Ha	Statistique	Résultat	E(Yw) con...IMGIMF
H0 Ha Statistique Résultat E(Yw) contraint Modèle non-contraint 5,395370 (Chi2(1)) H0 rejetée E(R) contraint Modèle non-contraint 5,980448 (Chi2(1)) H0 rejetée E(Yw) contraint et E(R) contraint Modèle non-contraint 7,873666 (Chi2(2)) H0 rejetée


Tableau A1.8
Test de restriction – Commerce ordinaire
IMGIMGH0	Ha	Statistique	Résultat	E(Yw) con...IMGIMF
H0 Ha Statistique Résultat E(Yw) contraint Modèle non-contraint 0,280578 (Chi2(1)) Ha rejetée E(R) contraint Modèle non-contraint 0,620539 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle non-contraint E(Yw) contraint 0,394919 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle non-contraint E(R) contraint 0,054958 (Chi2(1)) Ha rejetée


Table A1.9
Test de restriction – Commerce de biens transformés
IMGIMGH0	Ha	Statistique	Résultat	E(Yw) con...IMGIMF
H0 Ha Statistique Résultat E(Yw) contraint Modèle non-contraint 1,005391 (Chi2(1)) Ha rejetée E(R) contraint Modèle non-contraint 0,473037 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle non-contraint E(Yw) contraint 0,079579 (Chi2(1)) Ha rejetée Modèle non-contraint E(R) contraint 0,611933 (Chi2(1)) Ha rejetée


Tableau A1.10
Équations empilées par régime douanier*
IMGIMGModèles	Commerce total	Commerce ordi...IMGIMF
Modèles Commerce total Commerce ordinaire Commerce de biens transformés Coefficients 95: 1-99: 12 95: 4-99: 11 95: 11-99: 11 Coefficient T Student Coefficient T Student Coefficient T Student Constante_D 2,13 2,25 1,03 0,90 0,19 0,22 Constante_F – 0,44 – 0,54 0,24 0,44 0,32 0,65 E(DYw)_D 1,09 5,62 0,89 3,85 1,17 6,82 E(DYw)_F 1,61 9,00 0,87 3,36 1,42 9,81 E(Yw)_D 1,25 2,68 1,58 2,13 2,17 5,99 E(Yw)_F 3,11 5,85 1,58 2,13 2,17 5,99 E(R)_D 0,38 2,31 0,49 2,01 0,32 2,67 E(R)_F – 0,13 – 0,67 0,49 2,01 0,32 2,67 ECT_D – 0,38 – 6,04 – 0,32 – 4,87 – 0,50 – 7,16 ECT_F – 0,29 – 3,93 – 0,15 – 3,57 – 0,29 – 4,99 Note: E(X) signifie l’élasticité des exportations à la variable X. * Résultats des modèles acceptés par les tests de restrictions (tableaux A1.7, A1.8 et A1.9).

 
BIBLIOGRAPHIE
 
·  Armington, P., 1969. A theory of demand for products distinguished by place of production, International Monetary Fund Staff Papers, mars, 159-175.
·  Dées, S., 1998. Foreign direct investment in China: determinants and effects, Economics of Planning 31 (2-3), 175-194.
·  Dées, S., 2001. The opening policy in China: Simulations of a macroeconometric model, Journal of Policy Modeling 23, 397-410.
·  Dées, S., Lemoine, F., 1999. Dévaluation du Yuan: une petite impatience peut ruiner un grand projet, La Lettre du CEPII 178.
·  Girardin, E., 1998. La politique de change de la Chine, Economie internationale 76, 95-116.
·  Greene, W.H., 2000. Econometric Analysis, 4e édition, Prentice Hall.
·  Lemoine, F., 2000. FDI and opening up of China’s economy, CEPII, Document de travail 2000-11.
·  Lemoine, F., Ünal-Kesenci, D., 2002. Spécialisation internationale et ratrappage technologique, Économie internationale 92, 4e trimestre.
·  MacKinnon, J.G., 1991. Critical values for co-integration tests, dans Engle, R.F., Granger, C.W.J. (Eds), Long-Run Economic Relationships, Oxford University Press, 267-281.
·  McKibbin, W.J., Tang, K.K., 2000. Trade and financial reform in China: impacts on the world economy, The World Economy 23 (8), 979-1003.
 
NOTES
 
[1]Stéphane Dées, économiste à la Banque Centrale Européenne (stephane. dees@ ecb. int).Cet article a été écrit lorsque l’auteur était économiste au CEPII (Centre d’Etudes Prospectives et d’Informations Internationales, Paris). Les idées exprimées dans cette étude sont celles de l’auteur et ne reflètent pas nécessairement celles de la Banque Centrale Européenne.
[2]Le commerce lié à l’assemblage et à la sous-traitance “Processing Trade” se rapporte à deux régimes douaniers spécifiques:
  • Transformation et assemblage (“Processing and Assembling”) se rapporte à une transformation dans laquelle le fournisseur étranger fournit des matières premières ou des composants selon un accord contractuel se référant à la ré-exportation ultérieure du produit fini. Selon ce type de contrat, le fournisseur étranger reste propriétaire des intrants importés et des produits finis;
  • Transformation de biens importés (“Processing with Imported Materials”) se rapporte à une transformation dans laquelle les matières premières ou composants sont importés pour la fabrication de produits destinés à l’exportation. (Source: China’s Customs Statistics.)
[3]Il aurait été préférable de construire un indicateur basé sur les prix à l’exportation, mais cette série n’existe pas pour la Chine. De même, si les données mensuelles avaient été disponibles, un prix à la production (représentant le secteur exposé) aurait également pu être utilisé. L’indicateur obtenu aurait ainsi pu tenir compte de la tendance à l’appréciation réelle de la monnaie chinoise due à “l’effet Balassa”.
[4]En remplaçant le prix d’exportation chinois par un indice de prix mondial, on suppose implicitement que les exportateurs chinois sont “price-taker”. Cela amoindrit le rôle de l’indicateur de compétitivité-prix parmi les déterminants des exportations et aura tendance à réduire la valeur des élasticités-prix lors des estimations économétriques. Toutefois, nous ne nous intéressons pas vraiment à la valeur absolue de ces élasticités-prix, mais plutôt à leur valeur relative entre différents types de commerce. Déflater par un prix mondial ne doit donc pas introduire de biais dans l’estimation de la sensibilité relative des différents types d’exportations aux variations du taux de change réel.
[5]Nous avons choisi de travailler sur des données “brutes”, c’est-à-dire non désaisonnalisées afin de ne pas faire dépendre les résultats de méthodes de corrections des variations saisonnières.
[6]L’auteur remercie Françoise Lemoine, Agnès Bénassy-Quéré, Camille Baulant, Ren Ruoen, Li Shantong, ainsi qu’un rapporteur anonyme pour leurs précieux commentaires. Toutes erreurs et insuffisances éventuelles ne sont le fait que de l’auteur.
© Cairn 2007 Vie privée | Conditions d’utilisation | Conditions générales de vente
À propos | Éditeurs | Bibliothèques | Aide à la navigation | Plan du site | Raccourcis
[1]
Stéphane Dées, économiste à la Banque Centrale Européenne (...
[suite] Suite de la note...
[2]
Le commerce lié à l’assemblage et à la sous-traitance “Proc...
[suite] Suite de la note...
[3]
Il aurait été préférable de construire un indicateur basé s...
[suite] Suite de la note...
[4]
En remplaçant le prix d’exportation chinois par un indice d...
[suite] Suite de la note...
[5]
Nous avons choisi de travailler sur des données “brutes”, c...
[suite] Suite de la note...
[6]
L’auteur remercie Françoise Lemoine, Agnès Bénassy-Quéré, C...
[suite] Suite de la note...
Chine: exportations et importations totales
Chine: exportations par régimes douaniers
Chine: importations par régimes douaniers
Chine: exportations – commerce ordinaire
Chine: exportations – commerce de transformation
Chine: taux de change effectif réel
Demande étrangère de biens chinois
Chine: commerce ordinaire (taux de croissance et balance)
Chine: commerce d’assemblage (taux de croissance et balance)
Réponses des exportations et importations à une appréciation de 1% du taux de change réel chinois
Réponse de la balance commerciale à une appréciation de 1% du taux de change réel chinois