Économies d'agglomération à l'export et difficulté d'accès aux marchés

De
Publié par

La littérature empirique du commerce international souligne l'existence d'économies d'agglomération à l'exportation. Elle met en évidence l'impact positif de la présence d'autres exportateurs au niveau local sur la probabilité qu'une firme commence à exporter vers un pays donné. Nous explorons ce résultat en étudiant la nature de ces effets en fonction de caractéristiques hétérogènes des firmes exportatrices et de variables mesurant la difficulté d'accès aux pays importateurs : temps et nombre de documents nécessaires à l'importation dans le pays de destination, demande pondérée, et mesure du risque économique et global dans le pays. Nos résultats suggèrent que l'impact des externalités à l'exportation ne diffère pas significativement selon les performances des entreprises. Une augmentation du nombre de voisins exportateurs a par contre davantage d'impact sur la probabilité qu'une firme commence à exporter lorsque le pays de destination est difficile d'accès. Un voisin supplémentaire exportant un produit vers un pays donné augmente par exemple la probabilité qu'une firme commence à exporter ce même produit vers ce même pays de 1,95 point de pourcentage lorsqu'il s'agit d'un pays où les formalités en termes de documents sont plus lourdes que la moyenne, et de 0,69 point lorsque ces formalités sont plus légères que la moyenne. Nos résultats sont robustes à divers sous-échantillons et pour l'ensemble de nos mesures de difficulté d'accès. Ils suggèrent que les démarches collectives et le partage d'expérience encouragés par les pouvoirs publics ces dernières années sont d'autant plus importants que les entreprises souhaitent se lancer à la conquête de marchés difficiles.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
Lecture(s) : 10
Nombre de pages : 20
Voir plus Voir moins

ÉCONOMIE
Économies d’agglomération
à l’exportation et diffculté d’accès
aux marchés
Pamina Koenig*, Florian Mayneris** et Sandra Poncet***
La littérature empirique du commerce international souligne l’existence d’économies
d’agglomération à l’exportation. Elle met en évidence l’impact positif de la présence
d’autres exportateurs au niveau local sur la probabilité qu’une frme commence à expor -
ter vers un pays donné. Nous explorons ce résultat en étudiant la nature de ces effets en
fonction de caractéristiques hétérogènes des frmes exportatrices et de variables mesu-
rant la diffculté d’accès aux pays importateurs : temps et nombre de documents néces-
saires à l’importation dans le pays de destination, demande pondérée, et mesure du ris-
que économique et global dans le pays.
Nos résultats suggèrent que l’impact des externalités à l’exportation ne diffère pas signi-
fcativement selon les performances des entreprises. Une augmentation du nombre de
voisins exportateurs a par contre davantage d’impact sur la probabilité qu’une frme
commence à exporter lorsque le pays de destination est diffcile d’accès. Un voisin sup-
plémentaire exportant un produit vers un pays donné augmente par exemple la probabi-
lité qu’une frme commence à exporter ce même produit vers ce même pays de 1,95 point
de pourcentage lorsqu’il s’agit d’un pays où les formalités en termes de documents sont
plus lourdes que la moyenne, et de 0,69 point seulement lorsque ces formalités sont plus
légères que la moyenne. Nos résultats sont robustes à divers sous-échantillons et pour
l’ensemble de nos mesures de diffculté d’accès. Ils suggèrent que les démarches collec -
tives et le partage d’expérience encouragés par les pouvoirs publics ces dernières années
sont d’autant plus importants que les entreprises souhaitent se lancer à la conquête de
marchés diffciles.
* Université Paris Ouest et École d’Économie de Paris, 48 bd Jourdan, 75014, Paris. pkoenig@u-paris10.fr
** IRES, CORE, Université catholique de Louvain, Place Montesquieu 3, 1348 Louvain-la-Neuve, Belgique. forian.mayneris@uclouvain.
be
*** Paris School of Economics, Université de Paris1-Panthéon Sorbonne et CEPII, 113 rue de Grenelle 75007 Paris. sandra.poncet@
cepii.fr
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 85es performances à l’exportation des frmes de réduire les barrières informelles au commerce. L françaises suscitent de vives inquiétudes Les réseaux bilatéraux entre pays exportateur et
depuis le début des années 2000, en raison de pays importateur permettent de diffuser les pré-
la diminution du nombre de frmes exportatri - férences des consommateurs ou de diminuer le
ces (1) et du creusement du défcit commercial. coût fxe d’entrée sur le marché étranger. Alors
Des rapports publics récents pointent le nombre que la littérature sur les réseaux de migrants
insuffsant d’entreprises exportatrices comme est abondante, il existe relativement peu d’étu-
une explication possible du défcit commercial des empiriques concernant l’impact des réseaux
croissant en France (2). Les pouvoirs publics d’entreprises. Dans une revue de la littérature sur
français ont réagi en multipliant les dispositifs de les réseaux sociaux et les réseaux d’entreprises
soutien, visant notamment à favoriser les actions dans le commerce international, Rauch (2001)
collectives à l’exportation et le partage d’expé- défnit ces derniers comme des ensembles de fr -
rience entre les entreprises géographiquement mes intégrées ou partiellement intégrées, locali-
proches. Des clubs d’exportateurs à la politique sées dans deux pays différents et dont l’apparte-
des pôles de compétitivité, l’idée sous-jacente nance au groupe est publique. Ainsi, les travaux
est qu’il est plus facile de surmonter les coûts empiriques sur le sujet portent notamment sur
et les diffcultés liés à l’exportation lorsqu’on l’appartenance aux keiretsu japonaises et mon-
est à plusieurs. Afn d’évaluer le bien-fondé de trent que la présence de frmes du groupe dans
le pays de destination a un impact signifcatif ces politiques et d’orienter la prise de décision
sur les exportations vers ce pays (Belderbos et publique, il paraît donc nécessaire d’étudier les
1 2Sleuwaegen 1998 ; Head et Ries 2001). déterminants, au niveau des entreprises, de l’en-
trée sur les marchés internationaux.
Une deuxième branche de la littérature empirique
porte sur l’existence d’économies d’aggloméra-Dans cet article, nous examinons les détermi-
tion à l’exportation, appelées aussi spillovers à nants de l’entrée sur les marchés à l’exportation
3l’exportation (3). Il y aurait des externalités posi-liés à l’environnement industriel local des entre-
tives sur la performance à l’exportation d’une prises. Il s’agit d’un aspect important de l’inter-
entreprise engendrées par la présence d’autres nationalisation des frmes. En effet, alors que les
exportateurs dans la même zone géographique. facteurs macroéconomiques (taux de change,
À la différence des réseaux sociaux, ces effets prix de l’énergie, etc.) se sont progressivement
n’étaient pas considérés jusqu’à récemment révélés insuffsants pour expliquer l’évolution
comme bilatéraux. Ils étaient modélisés comme des exportations françaises, les questions rela-
étant propres à la frme exportatrice ou à sa tives aux déterminants du solde commercial se
région. Ces effets transiteraient entre autres par sont petit à petit recentrées sur des éléments liés
une réduction des coûts liés à la recherche d’in-au comportement microéconomique des entrepri-
formation sur les marchés étrangers ou encore ses. D’un point de vue théorique, les modèles de
par la mutualisation des coûts liés au transport commerce intègrent dans les équations de gravité
des biens. À partir de données individuelles de trois types de déterminants des fux bilatéraux :
commerce, l’impact de la concentration spatiale les variables spécifques à l’exportateur, les varia-
des exportateurs sur les performances à l’ex-bles bilatérales et les variables propres à l’impor-
portation des entreprises a d’abord été abordé tateur. Deux types de facteurs défnissent la capa-
de manière relativement agrégée, en raison de cité d’offre de l’exportateur : les caractéristiques
l’absence de données détaillées sur la locali-propres à la frme elles-mêmes (taille, producti-
sation des frmes et la destination des exporta -vité, intensité d’innovation, etc.) et les conditions
tions. Ainsi, Aitken, Hanson et Harrison (1997) locales qui entourent la frme, susceptibles d’avoir
trouvent un lien positif entre la présence de un impact sur son comportement à l’exportation.
frmes multinationales dans les différents États Le rôle des facteurs locaux dans l’intensité du
du Mexique et la probabilité que les frmes du commerce international entre régions a été étudié
même État exportent. Greenaway, Sousa et empiriquement par deux branches séparées de la
Wakelin (2004) et Kneller et Pisu (2007) mon-littérature empirique du commerce international,
trent que la présence de frmes multinationales qui aujourd’hui se rejoignent.
infuence positivement la décision d’exportation
des frmes domestiques pour le premier, et les Une première partie de la littérature étudie l’im-
pact des réseaux sociaux, déterminant bilatéral
propre au couple pays exportateur (ou frme 1. Leur nombre a baissé de 4 % entre 2000 et 2003.
2. Se référer notamment à Artus et Fontagné (2006) et Fontagné exportatrice)-pays importateur. L’intuition sous-
et Gaulier (2008).jacente à cette littérature est que les réseaux
3. Ces derniers n’englobent en théorie toutefois que les trans-
sociaux ou les réseaux d’entreprises permettent ferts d’information.
86 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010marges intensive et extensive du commerce pour tateurs au niveau local sur la probabilité qu’une
le second. Récemment, Greenaway et Kneller frme commence à exporter vers un pays donné
(2008) ont montré sur données anglaises pour et nous cherchons à approfondir la nature des
la période 1988-2002 que l’agglomération spa- économies d’agglomération à l’exportation.
tiale des exportateurs est bénéfque à l’entrée de Sont-elles différentes en fonction de la taille
nouvelles frmes sur les marchés internationaux. des frmes ? Si ces économies d’aggloméra-
Deux articles soulignent toutefois l’absence tion sont spécifques au pays de destination,
doit-on observer un effet plus important lors-de spillovers à l’exportation. Barrios, Görg et
que le pays est facile ou diffcile d’accès ? À Strobl (2003) ne trouvent aucun lien entre la
notre connaissance, aucun travail n’a exploré présence d’exportateurs ou de frmes multina -
jusqu’à présent l’existence d’une telle hétéro-tionales et la décision et le volume d’exporta-
généité des économies d’agglomération à l’ex-tion des frmes espagnoles entre 1990 et 1998.
4portation. Enfn, Bernard et Jensen (2004), sur données de
panel, notent également l’absence d’économies
Notre variable est une variable bilatérale qui d’agglomération à l’exportation sur la décision
mesure un effet facilitateur de commerce sur d’exporter des entreprises américaines, que les
la marge extensive. Nous nous intéressons aux exportateurs voisins soient comptés au niveau
entreprises qui n’exportent pas vers un pays de la région, du secteur, ou des deux.
j une année t-1 donnée, et nous cherchons à
Ces premiers résultats ont ensuite été approfondis savoir si la présence d’autres frmes ayant une
à l’aide de données plus désagrégées. La dispo- expérience à l’exportation vers ce pays, toutes
choses étant égales par ailleurs, augmente la nibilité de détaillées concernant les fux
probabilité que la frme se mette à exporter vers d’exportation des frmes françaises, en particulier
j à la date t (cf. encadré 1). Nous supposons que la destination de ces fux et l’adresse des expor -
les spillovers peuvent agir de deux manières tateurs, a permis d’examiner la spécifcité en ter -
différentes : à coût fxe d’exportation donné, mes de pays de destination et le caractère local
ils peuvent réduire le handicap productif de des effets d’agglomération sur les performances
certaines entreprises. On s’attend dans ce cas à l’exportation. Koenig (2009) trouve à partir de
à ce qu’ils soient d’autant plus forts que la ces données un impact positif de la présence des
frme est peu productive au départ. À produc-exportateurs situés à proximité d’une entreprise
tivité donnée, ils peuvent réduire le coût fxe sur la décision de commencer à exporter de cette
d’exportation. Si nous supposons un coût fxe dernière. La littérature se rapproche ici des effets
d’entrée sur le marché considéré et bilatéral étudiés dans le cas des réseaux d’entreprises (4),
entre chaque frme localisée en France et cha-car plus qu’un effet spécifque à la région de
que pays de destination, le coût fxe sera plus départ, les résultats soulignent la nature bilaté-
élevé pour un marché lointain, qui ne partage rale des effets d’agglomération : en effet, c’est
pas la même langue ni la même culture admi-la proximité d’entreprises exportant vers un pays
nistrative. D’autre part, une frme aura d’autant donné qui augmente la probabilité qu’une frme
plus de diffcultés à commencer à exporter vers commence à exporter vers ce pays, et non le
un pays si la demande de celui-ci est faible ou nombre total d’exportateurs. Koenig, Mayneris et
peu orientée vers les produits qu’elle exporte. Poncet (2010) poursuivent l’analyse sur données
Dans ces deux cas, nous nous attendons à ce plus récentes (1998-2003) et plus détaillées (au
que les effets d’agglomération soient d’autant niveau produit). Ils trouvent un impact positif de
plus forts que le pays de destination est diffcile la présence au niveau local d’autres exportateurs
d’accès.sur la décision de commencer à exporter d’une
entreprise, mais ne trouvent pas d’effet signif-
catif sur le volume exporté. Enfn, ces effets sont
clairement locaux (ils décroissent avec la distance 4. Les littératures sur l’infuence des réseaux d’entreprises et
séparant la frme des exportateurs voisins) et ils l’impact des économies d’agglomération sur les exportations
analysent donc deux phénomènes proches. Il s’agit de mesurer sont d’autant plus importants qu’ils sont spécif-
l’intensité de liens microéconomiques qui unissent deux localités,
ques au produit et au pays de destination. et d’en évaluer l’impact sur les performances à l’exportation des
entreprises. Dans le cas des réseaux, l’appartenance au groupe
est publique. L’importance du phénomène est mesurée dans la
localité de destination des exportations (le nombre de frmes du
réseau ayant une fliale dans le pays importateur). Dans le cas Nature des économies d’agglomération
des économies d’agglomération à l’exportation, on mesure les à l’exportation
possibilités de partager les coûts d’infrastructure ou d’informa-
tion dans la localité de départ des exportations. On ne parle pas
d’appartenance publique à un groupe, puisque l’on s’intéresse à Dans cet article, nous prenons comme acquis
l’expérience que les frmes implantées localement ont eue dans
l’impact positif de la présence d’autres expor- le pays étranger.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 87Encadré 1
Démarche empirique - La probabiLité De commencer
à exporter
À notre connaissance, Krautheim (2009) est le seul portait pas vers ce pays à la date t-1. En revanche,
à étudier théoriquement les spillovers à l’exporta- nous ne considérons pas dans notre échantillon les
tion. Le nombre d’exportateurs permet selon lui de fux « persistants » (exportation en t et en t-1) et les
réduire le coût fxe à l’exportation, ce qui justife une fux « cessants » en t-1 et pas en t). La
approche empirique centrée sur la marge extensive. nature même de la question posée et la construction
Par ailleurs, dans Koenig et al. (2010), nous montrons de notre variable dépendante conduit à s’intéresser
sur les mêmes données que celles utilisées dans cet à des déterminants de très court terme de la déci-
article, que des spillovers à l’exportation existent sur sion de commencer à exporter. Il est donc nécessaire
la probabilité de commencer à exporter, mais pas sur que nos coeffcients soient estimés sur la variabilité
le volume exporté. Notre approche empirique reprend temporelle des variables explicatives. Nous estimons
ainsi l’équation gravitaire de Koenig et al. (2010) sur ainsi cette équation avec un modèle logit, en prenant
la probabilité qu’une entreprise commence à exporter en compte les effets fxes frme-produit-pays. Pour
un produit vers un pays donné. mesurer des effets d’agglomération de long terme,
l’exploitation de variations transversales, ainsi que le
font Combes et al. (2004) et Briant et al. (2009) pour Nous supposons que les frmes d’un pays F (ici, la
étudier l’impact des migrants sur le commerce, paraît France) peuvent exporter leurs produits vers l’en-
semble des pays étrangers. Conformément aux plus adaptée. Les deux approches, loin d’être antino-
équations de gravité utilisées pour évaluer les déter- miques, nous semblent tout à fait complémentaires.
minants des fux de commerce au niveau agrégé, les Dans un souci de recommandations en termes de
exportations individuelles dépendent alors de fac- politiques publiques, l’approche de court terme nous
teurs propres à l’entreprise i, de facteurs propres au semble pertinente : les décideurs publics attendent
pays de destination j, et de facteurs bilatéraux ij. Une souvent en effet des retours rapides des dispositifs
frme commence à exporter un produit k vers un pays d’aide à l’exportation qu’ils mettent en place. Nous
j à la date t si son proft sur le marché en question ne suggérons pas pour autant que les déterminants
est positif. de court terme de la décision de commencer à expor-
ter jouent systématiquement dans le même sens que
les déterminants de plus long terme. Il est ainsi pos-Le proft d’exportation est supposé augmenter avec la
sible que le nombre de voisins exportateurs facilite capacité d’offre de la frme et la capacité de demande
la première entrée sur les marchés internationaux, du pays importateur. On s’attend à ce qu’il diminue
mais qu’il exerce également un effet concurrence qui avec les barrières bilatérales au commerce, parmi
pourrait rendre cette entrée moins durable ; à plus lesquelles la distance entre la France et le pays de
long terme, le statut d’exportateur pourrait en être destination. Notre variable d’intérêt est la variable
négativement affecté. Nous ne cherchons pas toute-d’économies d’agglomération à l’exportation, qui est
susceptible d’infuencer la probabilité de commencer fois dans cet article à répondre à ces questions qui
restent ouvertes pour des travaux futurs.à exporter en diminuant le coût fxe d’exportation.
Nous spécifons donc la probabilité qu’une frme i
localisée dans la zone d’emploi z commence à expor- Notons enfn que nous nous intéressons à la déci-
ter un produit k vers un pays j à la date t de la manière sion individuelle de commencer à exporter un produit
suivante : vers un pays donné, et non au statut d’exportateur.
L’étude du statut d’exportateur correspond à une
kj kjProb = Prob(α eff + α prod + α imp + α emp + problématique différente et devrait donc faire inter-it   0 it 1 it 2 t 3 zt
j kjα dist + α exp-agglo + e > 0) venir des déterminants distincts. En effet, les entre-4 1 izt it
prises qui exportent un produit vers un pays donné
tous les ans ne sont pas confrontées à un problème où eff est le log du nombre d’employés dans la it
d’internationalisation. De plus, il est probable que frme i à la date t, prod est le log de la producti-
it
leur entrée sur le marché ait été décidée de longue vité totale des facteurs (PTF) de la frme i à la date
kj date et soit désormais acquise. Il en est sans doute t, imp est le log des importations totales de pro-
t
de même pour les entreprises qui n’exportent jamais duit k par le pays j à la date t (en dollars courants),
un produit vers un pays donné : la décision de ne emp est le log du nombre d’employés dans la zone
zt
j pas entrer sur tel ou tel marché a été prise de lon-d’emploi z où est implantée la frme i en t, dist est le
gue date et est à présent acquise pour l’entreprise. log de la distance en kilomètres entre la France et
En outre, il est diffcile de défnir si un couple pro-le pays j, et exp-agglo est la variable représentant izt
duit-pays fait partie des alternatives pertinentes pour les économies d’agglomération à l’exportation pour
une entreprise si aucun fux n’est observé pour cette la frme i à la date t, mesurées par le nombre d’ex-
portateurs (i exclue) dans la zone d’emploi z où est triade frme-produit-pays au cours de la période étu-
diée. C’est pourquoi nous défnissons comme alter -localisée la frme i. Notons que notre variable de gau-
natives possibles pour une entreprise les fux relatifs che concerne un changement de statut à l’exporta-
tion au niveau frme-produit-pays, puisqu’elle prend aux couples produits-pays pour lesquels au moins un
la valeur 1 lorsqu’une frme commence à exporter un fux positif est observé au cours de la période pour
produit vers un pays à la date t alors qu’elle ne l’ex- l’entreprise considérée.
88 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010Notre démarche empirique (cf. encadré 2) variables explicatives. Les résultats empiriques
consiste à séparer nos observations en plusieurs montrent qu’un tel choix est justifé.
sous-échantillons, correspondant à différents
niveaux de performance des frmes et de diff- En utilisant les données françaises d’exportation
culté d’accès du marché de destination. Nous par frme, produit, pays et année sur la période
cherchons ainsi à vérifer si, pour différents 1998-2003, nous montrons que, contrairement à
indicateurs, l’effet des économies d’aggloméra- ce à quoi l’on aurait pu s’attendre, la présence
tion à l’exportation est systématiquement plus d’autres exportateurs au niveau local n’a pas
important pour les sous-groupes caractérisés par d’effet différencié sur la probabilité de com-
une productivité plus faible ou un coût fxe d’ex- mencer à exporter en fonction des performan-
portation plus élevé. Cette approche autorise un ces initiales des entreprises : les effets mesurés
impact hétérogène de toutes les variables expli- sont les mêmes, que l’entreprise soit plus ou
quant la décision de commencer à exporter, et moins productive ou plus ou moins grande que
pas seulement de la variable de spillovers. Nous la moyenne. En revanche, ces économies d’ag-
avons préféré cette stratégie à une approche glomération sont d’autant plus importantes que
plus continue basée sur des interactions dans les le pays de destination est diffcile d’accès.
Encadré 2
Démarche empirique - estimation et contrôLes
L’estimation des déterminants de la probabilité qu’une permet de contrôler par ailleurs pour les caractéristi-
entreprise commence à exporter un produit vers un ques des régions (infrastructures de transport, servi-
pays est sujette à des problèmes de causalité inverse ces publics aux entreprises, aménités, etc.) pouvant à
et de variables omises. Ces diffcultés d’estimation la fois expliquer l’agglomération des frmes dans ces
sont détaillées dans Koenig et al. (2010). Nous les zones et leur propension à exporter. Nous introdui-
résumons ici. qui prend en compte sons également la variable empzt
les effets de congestion potentiels, l’intensité de la
Les caractéristiques des frmes et la variable d’ag- demande locale (dans la zone d’emploi) ainsi que les
glomération qui entrent comme variables explicatives externalités d’agglomération qui ne sont pas spécif-
dans notre estimation sont potentiellement soumises ques à l’exportation (comme les externalités sur les
à un problème de causalité inverse. En effet, nous marchés des intrants ou du travail). En effet, la variable
testons si les frmes les plus productives et les plus emp couvre l’ensemble des frmes voisines (exporta-
zt
grandes ont davantage de chances de devenir expor- trices ou non) alors que la variable d’économies d’ag-
tatrices (Bernard et Jensen, 1999). Il est cependant glomération à l’exportation (exp-agglo ) ne couvre que izt
possible que le fait d’exporter ait un impact sur la pro- les frmes exportatrices.
ductivité et la taille de l’exportateur. De même, si le
comportement de la frme i dépend de celui de ses Enfn, nous ne voulons pas que notre variable d’ag-
voisins, l’inverse est également vrai : l’entrée de la glomération recouvre les chocs positifs (ou négatifs)
frme i sur les marchés internationaux peut accroître la de demande du pays importateur, qui auraient pour
probabilité que ses voisines la suivent, et donc le nom- conséquence d’augmenter (ou de diminuer) le nombre
bre d’exportateurs environnants (exp-agglo ). Il nous de frmes exportatrices vers ce pays sur l’ensemble izt
faut donc limiter ce problème de causalité inverse, du territoire. Nous introduisons ainsi la valeur courante
ce que nous faisons en retardant toutes les variables des importations totales (et non pas en provenance de
kjexplicatives d’un an, à l’instar de Bernard et Jensen la France uniquement) du pays de destination j (imp )
t
(2004). pour le produit et l’année considérés.
Afn de correctement estimer notre coeffcient sur la Il nous faut reconnaître que nos estimations ne sont
pas complètement à l’abri d’un problème d’endogé-variable d’agglomération, il est par ailleurs nécessaire
de s’assurer qu’aucune autre variable, absente de néité. Bien que nous retardions d’un an les variables
l’estimation, n’est à l’origine de la relation observée explicatives et que nous introduisions de nombreux
entre la probabilité de commencer à exporter et le contrôles ainsi que des effets fxes entreprise-produit-
nombre de voisins exportateurs. Il est possible que les pays de destination, il est par exemple possible que
frmes les plus productives s’auto-sélectionnent dans des chocs affectant les avantages comparatifs locaux
les régions les plus denses (Melitz et Ottaviano, 2008) expliquent à la fois la variable de spillovers et le fait
ou que l’agglomération des entreprises augmente leur que certaines entreprises se mettent à exporter un
productivité (Martin, Mayer et Mayneris, 2008). Nous produit vers un pays donné. Il aurait été intéressant
prenons en compte la productivité des frmes pour de pouvoir instrumenter le nombre d’exportateurs
mesurer l’effet des spillovers à l’exportation net de leur dans la zone mais il n’existe pas de variable évidente
infuence sur la productivité. Notre échantillon comp- expliquant le nombre d’exportateurs d’une zone sans
tant uniquement des frmes qui ne changent pas de également directement affecter le comportement des
localisation (zone d’emploi) au cours de la période, voisins. Nous laissons cette question ouverte pour de
l’introduction d’un effet fxe frme-produit-pays nous futurs travaux.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 89spécifque (en termes de pays ou de produit), Analyse graphique : corrélation
plus la valeur moyenne de la variable d’ag-positive entre le nombre
glomération est faible. Par exemple, il y a en
d’exportateurs dans une zone moyenne près de 59 exportateurs dans la même
zone d’emploi qu’une entreprise donnée, quels et la capacité à exporter
que soient les produits exportés et les pays de
destination. Lorsque l’on prend en compte les n moyenne, les frmes de notre échan -
frmes qui exportent le même produit vers le E tillon emploient 77 salariés (cf. tableau 1).
même pays, le nombre moyen de voisins expor-Rappelons que l’échantillon des exportateurs ne
tateurs tombe à 0,47. La faiblesse de ce chiffre contient que les frmes de plus de 20 employés,
n’est pas surprenante étant donné le degré de et uniquement les frmes mono-établissement.
désagrégation élevé des produits et des zones Chaque frme exporte en moyenne 11 produits
géographiques considérés.vers 10 à 11 pays différents. Ces chiffres rela-
tivement élevés refètent la valeur plancher de
Pour presque 85 % des observations, l’entre-100 000 euros d’exportations cumulés pour que
prise considérée n’a aucune voisine exportant le les fux intra-Union européenne d’une frme
même produit vers la même destination au sein soit enregistrés (cf. encadré 3). Concernant la
de la zone d’emploi (cf. tableau 2). Dans 9,4 % variable d’agglomération, logiquement, plus la
défnition de l’agglomération à l’exportation est des cas, il y a une autre frme exportatrice du
Tableau 1
statistiques descriptives sur les entreprises couvertes par l’étude
Variable Moyenne Écart-type Minimum Maximum
Nombre d’employés de la frme exportatrice 77,1 170,9 2,5 6 166
Emploi total dans la zone d’emploi 181 556 283 560 4 630,7 1 689 989
Valeur ajoutée de la frme (millions d’euros) 3 751,1 12 196 219,1 575 363
7Importations du pays, par produit (millions d’euros) 351 897 1 474 511 0,6 4,62 × 10
Distance (km) 3 107,2 3 451,3 262,4 19 263
Nombre de produits exportés par frme 11 13,8 1 277
Nombre de pays de destination par frme 10,5 12,9 1 116
Nombre d’autres frmes dans la zone, 58,8 72,9 0 350
tous produits - tous pays
Nombre d’autr 18 30,1 0 223,3
tous produits - même pays
Nombre d’autres frmes dans la zone, 3 6,6 0 62
même produit - tous pays
Nombre d’autr 0,47 1,7 0 35,5
même produit - même pays
Nombre de frmes 8 071
Champ : entreprises industrielles françaises exportatrices et mono-établissement. France continentale.
Source : Douanes, BACI et EAE.
Tableau 2
Distribution statistique de la variable d’économies d’agglomération à l’exportation
(En %)
Même produit- Tous produits- Même produit- Tous produits-
même pays même pays tous pays tous pays
Nombre d’autres frmes dans la zone d’emploi
0 84,8 12,1 43,1 0,1
1 9,4 10,1 18,7 0,2
2 2,7 8,2 9,9 0,3
3-5 2,2 17,3 13,3 2,1
6-10 0,7 16,9 7,9 6,8
> 10 0,2 35,4 7,1 90,5
Nombre d’observations 645 268
Lecture : pour presque 85 % des observations, l’entreprise considérée n’a aucune voisine exportant le même produit vers la même
destination au sein de la zone d’emploi.
Champ : entreprises industrielles françaises exportatrices et mono-établissement. France continentale.
Source : Douanes et EAE.
90 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010Encadré 3
Données-sources et Définition Des variabLes
La base de données sur laquelle nous estimons la mes mono-établissement. Nous faisons ce choix pour
probabilité de commencer à exporter est construite la variable expliquée et pour les variables explicatives
à partir de deux sources principales. Les données d’économies d’agglomération à l’exportation. Notre
d’exportation proviennent des Douanes françaises, et exercice consiste donc à estimer l’impact de la pré-
contiennent les exportations par frme, produit (8 chif- sence d’autres frmes exportatrices mono-établisse-
fres) et pays de destination sur la période 1998-2003. ment sur la décision d’une frme mono-établissement
À l’intérieur de l’UE, les douanes collectent de l’infor- de commencer à exporter un produit vers un pays
mation sur les produits exportés par frme (catégo- donné l’année suivante.
rie NC8) lorsque la valeur annuelle cumulée de ses
exportations de l’année précédente dépasse 100 000 Notre variable expliquée est une variable muette, qui
euros, et ce depuis 2001. Cette valeur plancher était prend la valeur 1 si la frme commence à exporter un
fxée à 99 100 euros en 2000 et à 38 100 euros avant produit k vers un pays j à la date t, et 0 sinon. Nous
2000. À l’extérieur de l’UE, tous les fux au delà de ne gardons que les observations correspondant, pour
1 000 euros sont répertoriés. Dans cette étude, pour une triade frme-produit-pays, à des zéros suivis d’une
les fux intra-européens nous restreignons notre décision de commencer à exporter : les observations
base de données aux fux émanant de frmes décla- correspondant à des frmes qui continuent à expor -
rant plus de 100 000 euros d’exportations cumulées ter un produit vers un pays sont abandonnées, tout
annuelles, et ce afn que les estimations ne souffrent comme celles de frmes qui arrêtent d’exporter un
pas d’un biais dû à l’évolution des valeurs planchers. produit vers un pays donné. Pour estimer un modèle
La nomenclature des produits (NC8) évolue dans le logit, nous avons besoin de confronter chaque frme à
temps de manière mineure chaque année avec un un ensemble de destinations et de produits possibles.
changement important en 2002. Dans la mesure où Ceux-ci sont défnis comme les couples produit-pays
il n’y a pas de manière consensuelle pour prendre vers lesquels chaque frme exporte au moins une fois
en compte ces scissions et fusions de lignes de pro- pendant la période 1998-2003.
duits, nous avons décidé d’éliminer de notre base
l’ensemble des codes NC8 concernés par un chan- La variable représentant les économies d’agglomé-
gement de nomenclature sur notre période d’étude. ration à l’exportation est calculée à l’aide des EAE
Ceci concerne 4,95 % des lignes de la classifcation à et défnie comme le nombre de frmes autres que i
huit chiffres et 3,68 % des observations de notre base implantées dans la zone d’emploi z, exportant le pro-
de douanes. Pour obtenir des informations détaillées duit donné vers le pays donné. Cette variable est donc
sur les frmes et leur localisation, nous utilisons une spécifque au produit (classifcation à quatre chiffres)
deuxième source de données, les enquêtes annuelles exporté par la frme, ainsi qu’au pays vers lequel la
d’entreprises (EAE), fournies par le ministère de l’in- frme a la possibilité d’exporter. En effet, Koenig et al.
dustrie pour les secteurs industriels. Les EAE concer- (2010) montrent que l’impact des économies d’agglo-
nent uniquement les frmes de plus de 20 employés et
mération à l’exportation est d’autant plus fort qu’elles
contiennent des informations comme le numéro Siren, sont défnies au niveau produit-pays. Nous obtenons
le nombre d’employés, l’adresse exacte, la valeur des résultats identiques si les économies d’agglomé-
ajoutée, les ventes ou encore les salaires. L’adresse
ration sont mesurées par le nombre d’employés dans
des entreprises détaille plusieurs niveaux administra-
ces frmes. La variable d’externalités à l’exportation
tifs (la région, le département et la commune). Dans
produit-pays pour la frme i, localisée dans la zone
cette étude, nous choisissons de travailler au niveau
d’emploi z, confrontée à la possibilité d’exporter un de la zone d’emploi (341 en France continentale) car
produit k vers un pays j à la date t, est donc :
il s’agit de zones au périmètre relativement restreint
défnies selon des critères économiques plutôt qu’ad- kj kjexp-agglo = nombre d’autres firmes exportatrices
it   itministratifs.
La taille de la zone d’emploi emp est une estimation du L’appariement des données des Douanes et des zt
nombre total d’employés dans la zone à la date t, réali-données d’entreprises nous conduit à faire des choix
sée à partir du recensement de l’Insee de 1999. La pro-sur la base de données fnale. Premièrement, notre
ductivité totale des facteurs (PTF) prod est construite échantillon ne couvre que les entreprises de plus de it
à partir de l’estimation d’une fonction de production 20 salariés puisque les EAE ne concernent pas les
avec une approche GMM (Griliches et Mairesse, 1995). frmes de petite taille. Deuxièmement, nous construi-
jLa distance dist entre la France et chaque pays est sons notre variable d’économies d’agglomération à
tirée des données du CEPII (http://www.cepii.fr/fran-l’exportation au niveau local : il s’agit du nombre d’ex-
cgraph/bdd/distances.htm). La variable de demande portateurs dans la même zone d’emploi que la frme
kjimp représente les importations totales, libellées en (celle-ci exclue). Or, les données d’exportation iden- t
dollars courant, de produit k réalisées par le pays j à tifent le numéro Siren de la frme exportatrice sans
détailler l’établissement d’où partent les exportations. la date t. Dans l’estimation, cette variable prend en
Ceci pose donc un problème pour les frmes multi- compte les chocs de demande spécifques au pays et
au produit. Pour calculer cette variable, nous utilisons établissements, pour lesquelles nous ne pouvons
la base de données BACI du CEPII (http://www.cepii.calculer notre variable d’intérêt. Nous choisissons de
ne conserver, parmi les frmes représentées dans les fr/anglaisgraph/bdd/baci.htm), détaillée dans Gaulier
données des Douanes et dans les EAE, que les fr - et Zignago (2009).
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 91même produit vers la même destination. La pro- dré 4) peut rendre compte des barrières au com-
babilité d’avoir au moins un voisin exportateur merce engendrées par des diffcultés macroé-
passe de 15,2 % dans le cas le plus spécifque conomiques du pays de destination. Il semble
(même produit, même pays) à 56,9 % (même naturellement plus faible pour les pays dévelop-
produit, tous pays), puis à 87,9 % (tous pro- pés (Union européenne, États-Unis, Australie,
duits, même pays) et à 99,9 % pour la variable Japon), pour qui la plupart des variables utilisées
d’agglomération la moins spécifque (tous pro- dans le calcul de l’indice donnent lieu à un nom-
duits, tous pays). bre élevé de points, et donc à une valeur élevée de
l’indice de risque économique (cf. carte I). Il est
En termes de diffculté d’accès aux différents intéressant de noter que la Chine, l’Argentine, le
marchés, l’indice International Country Risk Chili ont un degré de risque économique faible,
Guide (ICRG) de risque économique (cf. enca- en raison sans doute d’une croissance forte du
Encadré 4
Données - Les inDicateurs D’accessibiLité Des marchés
Nous utilisons trois variables différentes pour mesurer fnancier comptent pour 25 % chacun, tandis que l’in-
la diffculté d’accès des différents marchés à l’expor - dice ICRG politique compte pour 50 %. L’indice de
tation. Notre intuition théorique est qu’une frme aura risque fnancier dépend des variables suivantes : dette
des diffcultés pour exporter son produit vers un pays j extérieure, service de la dette extérieure, stabilité du
si, toutes choses égales par ailleurs, le coût fxe d’en- taux de change (ces variables comptent chacune pour
trée sur le marché du pays j est élevé, ou si la demande 10 points) ; solde du compte courant de la balance des
provenant du pays j est faible. paiements (15 points) ; réserves de change (5 points
pour chacune de ces variables). Le risque politique a
La première variable est l’indice ICRG (International donc davantage de poids que les deux autres indices
Country Risk Guide : http://www.prsgroup.com/ICRG. dans le calcul du risque composite, ce qui peut expli-
aspx), calculé depuis 1980 par le groupe PRS, un insti- quer les différences pour un même pays entre les deux
tut indépendant américain. Il s’agit d’un indice composé indices que nous utilisons. L’indice de risque politique
de trois sous-indices, mesurant respectivement le ris- dépend des variables suivantes : stabilité du gouver-
que économique, politique et fnancier d’un pays. Dans nement, conditions socioéconomiques, environne-
nos estimations, nous utilisons l’indice ICRG économi- ment pour l’investissement, confits internes, confits
que et l’indice ICRG composite. Le risque économique externes (ces variables comptent chacune pour
est calculé à partir de variables économiques donnant 12 points) ; corruption, implication du militaire dans le
au pays un certain nombre de points sur une échelle politique, tensions religieuses, système légal, tensions
allant de zéro à un maximum fxe par variable. Ce maxi- ethniques, gouvernance (6 points pour chacune de ces
mum diffère pour chaque variable, de sorte que l’indice variables), bureaucratisation des institutions (4 points).
ICRG économique n’est pas une moyenne simple des Les pays sont ensuite classés, sur une échelle allant
différentes variables mais une moyenne pondérée, où d’un risque global très faible (80 à 100 points) à un
le poids des variables correspond à leur valeur maxi- risque très élevé (0 à 49,9 points). Les variables ICRG
mum. Les variables utilisées sont les suivantes : varient par pays et par année.
- le PIB par tête du pays en dollars US, exprimé en
La deuxième variable de diffculté d’accès aux mar -
pourcentage de la moyenne du PIB par tête de l’en-
chés est une mesure de la demande, pondérée par les
semble des pays considérés. Ce pourcentage donne
barrières au commerce et par le degré de concurrence.
entre 0 et 5 points.
Cette mesure est directement issue des modèles
théoriques de commerce international et se retrouve - le taux de croissance du PIB à prix constants. Entre
également dans les équations de gravité (Anderson et 0 et 10 points sont accordés, correspondant à des
van Wincoop, 2003). Dans une équation de gravité, les valeurs du taux de croissance du PIB allant de - 6 %
exportations d’une frme i vers un pays j dépendent de à + 6 %.
la capacité d’offre de la frme (sa taille, sa productivité),
- le taux d’infation annuel donne droit à un nombre de des frictions au commerce entre la frme et le pays, de
points compris entre 0 et 10. la capacité de demande brute du pays (sa consom-
mation dans le secteur), et de l’indice des prix dans le
- les dépenses publiques en pourcentage du PIB (entre
pays importateur, mesurant le degré de concurrence
0 et 10 points).
sur le marché. Ici nous défnissons la demande pon-
dérée du pays comme la demande brute pondérée - le compte courant en pourcentage du PIB (entre 0
par les barrières au commerce et la concurrence dans et 15 points).
le pays considéré. À demande brute donnée, les fric-
tions au commerce et la concurrence tendent à réduire L’indice ICRG composite rassemble les trois sous-
indices de risque. Il s’agit d’une note sur 100 dans le fux de commerce entre la frme et le pays. Notre
laquelle l’indice ICRG économique et l’indice ICRG mesure de la demande pondérée s’écrit, dans le cadre

92 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010PIB pour la Chine ou de la faiblesse des dépenses risque économique, à quelques exceptions près
publiques pour l’Argentine et le Chili. (cf. carte II). La Colombie notamment a un ris-
que composite très élevé alors que son indice
L’indice ICRG de risque composite présente de risque économique est moyen. La Chine et
des tendances similaires à celles de l’indice de l’Argentine sont des zones de risque moyen
Encadré 4 (suite)
de préférences des consommateurs à élasticité de intitulée « Doing Business » réalisée par une agence
σ-1substitution constante : Dem = ΦYP , où Φ est la de la Banque Mondiale (http://www.doingbusiness.
j j j j j
liberté des échanges entre la France et le pays j (appe- org/). Cette base de données contient plusieurs indi-
lée « freeness of trade » dans Baldwin et al. (2003)), Y cateurs attestant du niveau des régulations en vigueur
j
σ-1est la demande brute du pays et P mesure le degré et de leur mise en œuvre dans un ensemble de pays,
j
de concurrence. Pour mesurer les différentes compo- tout au long du cycle de vie d’une entreprise. Il s’agit
σ-1 de régulations relatives entre autres à l’entrée sur le santes de Dem (à savoir Φ et YP ), nous utilisons j j j j
la méthode de Redding et Venables (2004) employée marché, à l’emploi de travailleurs, à l’investissement,
pour calculer les potentiels marchands de l’ensemble aux impôts et au commerce international. Nous utili-
des pays du monde, en nous restreignant à la France sons ici deux des indicateurs relatifs au commerce de
biens, le temps (import time) et le nombre de docu-comme pays exportateur. Pour cela, nous estimons des
ments nécessaires (import doc) à l’importation dans équations de gravité au niveau produit sur des fux bila-
téraux mondiaux par année entre 1998 et 2003. Les fux un pays. Ces deux indicateurs sont calculés en réfé-
proviennent de la Base pour l’Analyse du Commerce rence à l’importation d’un cargo standardisé de biens
dans un pays par voie maritime. La variable de temps International (BACI) développée par le CEPII (http://
mesure le nombre de jours incompressible nécessité www.cepii.fr/anglaisgraph/bdd/baci.htm). De ces esti-
mations nous retenons les coeffcients sur la distance par l’ensemble des procédures à remplir lors de l’im-
(δ), sur les muettes contiguïté (γ), langue (β) et colonie portation, à partir de l’arrivée du cargo dans le port
jusqu’au dépôt des marchandises dans le hangar de (ν), ainsi que l’effet fxe FM des pays importateurs j j
σ-1 l’entreprise. La variable de documents suppose que qui correspond à YP (Redding et Venables, 2004).
j j
le contrat entre les deux parties est signé, et comp-Nous pouvons ainsi reconstruire la demande pondérée
de chaque pays importateur de la manière suivante : tabilise le nombre de documents à remplir à partir de
δ γ ν cette étape. Sont inclus les déclarations en douane, Dem = Φ FM, dans lequel Φ = distance . contig . col . j j j j j j j
β les documents à remplir dans le port d’arrivée, les lang avec distance, la distance entre la France et le
j
licences d’importation. Nous ne disposions pas de pays j, contig, une muette indiquant si le pays j est fron-
ces variables pour la période 1998-2003 mais pour talier de la France, col, une muette indiquant si le pays j
les années 2004-2008 seulement. Nous avons donc est une ancienne colonie française et lang, une muette
calculé leur moyenne sur cette dernière période pour indiquant si le pays j est francophone.
chaque pays. C’est cet indicateur moyen que nous uti-
La troisième et dernière variable de diffculté d’accès lisons dans nos régressions et dans les faits stylisés
au pays de destination provient de la base de données présentés.
Carte I
risque économique et demande pondérée des pays importateurs
Lecture : l’accessibilité des pays est mesurée simultanément par l’indice ICRG de risque économique et par la demande pondérée par
les barrières au commerce et par le degré de concurrence (cf. encadré 4). Plus l’indice ICRG est élevé (couleur claire) et plus la demande
pondérée est importante, plus le pays est considéré comme accessible aux exportations françaises.
Source : groupe PRS, calcul des auteurs.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 93alors qu’elles sont notées peu risquées du point l’arrivée du container au port (cf. cartes III
de vue économique. Ces pays sont sans sur- et IV). Il faut dans ces pays moins d’une
prise ceux pour qui les variables entrant dans dizaine de jours pour faire les déclarations de
la construction de l’indice de risque politique douane. À l’inverse, les pays d’Asie centrale et
(corruption, confits internes, implication du d’Afrique subsaharienne ainsi que la Colombie
militaire dans le politique, etc.) reçoivent une imposent des procédures qui impliquent la
mauvaise note. signature de plus d’une dizaine de documents,
et des procédures entre l’arrivée au port et la
Enfn, la variable de la demande pondérée livraison qui requièrent plus d’une quarantaine
en termes d’importations (cf. encadré 4) est de jours.
plus grande dans le cas des pays européens et
proches, comme la Belgique et l’Allemagne Les zones d’emploi françaises dont les entrepri-
(cf. cartes I et II). D’ailleurs, ces deux ses exportent vers les pays les plus diffciles d’ac-
derniers pays représentent une part élevée cès sont la région parisienne, la région de Lille,
dans les exportations totales de la France : en
Lyon, Brest, Strasbourg, Bordeaux, Toulouse, de
1998, l’Allemagne compte pour 16,3 % des
même que les ports tels que Marseille, Nantes-
exportations françaises, contre 7,9 % pour la
Saint-Nazaire ou encore Rouen-Le Havre (cf.
Belgique. Les pays ayant la demande pondérée
cartes V à VIII). Il est intéressant de noter que
la plus élevée sont donc les pays proches ou
les zones les plus denses en frmes exportatri -
ayant des liens étroits avec la France comme
ces sont également les zones qui exportent vers
le Maghreb et les pays de l’Union européenne
les pays les plus risqués économiquement (cf.
(bénéfciant d’un Φ - mesurant la liberté des j carte V) ou vers les pays où la demande pondé-échanges - élevé, cf. encadré 4), ainsi que
rée est la plus faible (cf. carte VI). De même, les certains autres pays de grande taille comme
zones d’emploi exportant vers les pays les plus les États-Unis et la Chine (bénéfciant d’une
diffciles en termes de documents à remplir et demande brute élevée). Les pays ayant une
de temps sont également celles qui comptent le demande pondérée faible sont dans l’ensemble
plus grand nombre de frmes exportatrices (cf. des pays lointains ou des pays moins développés
cartes VII et VIII).dont la demande brute est faible.
L’analyse graphique semble donc indiquer une Les pays européens et d’Amérique du Nord
se caractérisent par le faible nombre de corrélation positive entre le nombre d’expor-
documents à remplir lors de l’importation et tateurs dans une zone et la capacité à exporter
le faible temps associé aux procédures après vers des destinations diffciles d’accès.
Carte II
risque composite et demande pondérée des pays importateurs
Lecture : l’accessibilité des pays est mesurée simultanément par l’indice ICRG de risque composite et par la demande pondérée par les
barrières au commerce et par le degré de concurrence (cf. encadré 4). Plus l’indice ICRG est élevé (couleur claire) et plus la demande
pondérée est importante, plus le pays est considéré comme accessible aux exportations françaises.
Source : groupe PRS, calcul des auteurs.
94 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010

Soyez le premier à déposer un commentaire !

17/1000 caractères maximum.