Euro et dispersion des prix à l'exportation

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En renforçant les comportements d'arbitrage, l'union monétaire est supposée réduire la dispersion des prix à l'intérieur de la zone intégrée. Le partage d'une monnaie unique facilite en effet les comparaisons de prix et réduit les coûts de transaction tels que les coûts de conversion. L'intégration monétaire devrait donc conduire à une convergence des prix. Dans cet article, nous testons cette hypothèse en utilisant l'expérience naturelle de l'Union monétaire européenne (UME). L'étude empirique est basée sur des données individuelles de prix à l'exportation français et une stratégie d'estimation en double différences. La variable expliquée est la dispersion des prix fixés par une firme donnée sur ses différents marchés, que nous interprétons comme une mesure de discrimination par les prix. Les résultats montrent que l'introduction de la monnaie unique a significativement réduit la dispersion des prix à l'intérieur de la zone euro, par rapport au reste de l'OCDE mais aussi par rapport aux autres membres de l'Union européenne n'ayant pas adhéré à l'UME. L'ampleur de cet effet est cependant assez faible. Avant la mise en place de la monnaie unique, les prix dans la zone euro sont 15 % plus élevés que dans le reste de l'Union européenne. Après 1999, l'écart se réduit, passant à 8,1 %. Les stratégies de prix diffèrent selon la taille des firmes. En particulier, nous montrons que l'introduction de la monnaie unique a eu un impact relativement plus important sur la discrimination par les prix des plus grandes entreprises. Ce résultat tient probablement au fait que les grandes firmes sont aussi celles dont les prix, avant le passage à la monnaie unique, étaient les plus dispersés.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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ÉCONOMIE
Euro et dispersion des prix
à l’exportation
Julien Martin* et Isabelle Méjean**
En renforçant les comportements d’arbitrage, l’union monétaire est supposée réduire la
dispersion des prix à l’intérieur de la zone intégrée. Le partage d’une monnaie unique
facilite en effet les comparaisons de prix et réduit les coûts de transaction tels que les
coûts de conversion. L’intégration monétaire devrait donc conduire à une convergence
des prix. Dans cet article, nous testons cette hypothèse en utilisant l’expérience naturelle
de l’Union monétaire européenne (UME). L’étude empirique est basée sur des données
individuelles de prix à l’exportation français et une stratégie d’estimation en double
différences. La variable expliquée est la dispersion des prix fxés par une frme donnée
sur ses différents marchés, que nous interprétons comme une mesure de discrimination
par les prix.
Les résultats montrent que l’introduction de la monnaie unique a signifcativement
réduit la dispersion des prix à l’intérieur de la zone euro, par rapport au reste de l’OCDE
mais aussi par rapport aux autres membres de l’Union européenne n’ayant pas adhéré à
l’UME. L’ampleur de cet effet est cependant assez faible. Avant la mise en place de la
monnaie unique, les prix dans la zone euro sont 15 % plus élevés que dans le reste de
l’Union européenne. Après 1999, l’écart se réduit, passant à 8,1 %. Les stratégies de prix
diffèrent selon la taille des frmes. En particulier, nous montrons que l’introduction de la
monnaie unique a eu un impact relativement plus important sur la discrimination par les
prix des plus grandes entreprises. Ce résultat tient probablement au fait que les grandes
frmes sont aussi celles dont les prix, avant le passage à la monnaie unique, étaient les
plus dispersés.
* CREST-INSEE et Paris School of Economics
** École Polytechnique, CREST et CEPR
Ce projet de recherche a bénéfcié d’un fnancement de la Communauté européenne (FP7/2007-2013, contrat N. 225551). Les com-
mentaires d’A. Bénassy-Quéré, M. Crozet, L. Fontagné, T. Mayer et d’un rapporteur anonyme ont alimenté notre réfexion. Les erreurs et
imperfections qui pourraient subsister dans cet article nous sont entièrement imputables.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 49’Union monétaire européenne (UME), 25,5 % plus dispersés dans les pays de la zone L mise en place en janvier 1999, concerne euro que dans le reste de l’Europe avant 1999,
aujourd’hui 16 États membres et près de l’écart est descendu à 24 % après l’introduction
330 millions d’individus. Cette nouvelle étape de la monnaie unique. En outre, nous mettons
de la construction européenne visait notamment en évidence une hétérogénéité de l’impact de
à renforcer l’intégration économique des mar- l’euro entre frmes exportatrices. L’introduction
chés membres de l’Union. Dix ans après l’in- de la monnaie unique a eu un impact relative-
troduction de l’euro, il est à présent possible de ment plus important sur la discrimination par
231tester si les vertus annoncées de la monnaie uni- les prix des entreprises de grande taille.
que se sont traduites dans les faits.
Différents articles ont étudié l’impact de l’euro
sur le niveau des prix. À partir de données ita-Dans cet article nous nous intéressons plus par-
liennes sur les prix dans la restauration, Hobijn ticulièrement à l’impact de l’euro sur l’intégra-
et al. (2006) montrent ainsi que l’euro a eu un tion du marché des biens. Deux méthodes s’of-
impact positif sur l’infation. Les résultats obte-frent aux économistes pour appréhender ce type
nus par Fontagné et al. (2009), à partir d’une d’effet. La première repose sur une étude des
base de données identique à celle que nous volumes échangés, la seconde sur une étude de
exploitons dans notre analyse empirique sug-la dispersion des prix. Une plus grande intégra-
gèrent que le niveau des prix des exportations tion économique entre états devrait, en principe,
françaises a augmenté après 1999 aussi bien accroître leur commerce mutuel. Différents
dans la zone euro qu’hors zone euro. Cependant, travaux ont étudié l’impact de l’euro sur le
théoriquement, le niveau des prix n’est pas un commerce intra-zone. Si des questions métho-
indicateur suffsant pour discuter la question dologiques demeurent, un consensus semble
de l’impact de l’union monétaire sur le degré émerger, attribuant un impact positif mais faible
d’intégration des marchés. À l’instar de nom-de l’adoption de l’euro sur le commerce (1). Ici,
breux travaux empiriques, notre étude porte nous nous concentrons sur la seconde méthodo-
4donc sur la variance des prix (4). Rogers (2002) logie mesurant l’effet de l’intégration des mar-
compare les niveaux d’intégration en Europe chés sur l’évolution de la dispersion des prix.
et aux États-Unis en étudiant la dispersion des Cette méthode repose sur une hypothèse sim-
prix à la consommation entre villes européennes ple - commune à de nombreux modèles macro-
d’une part et entre villes américaines d’autre économiques - la loi du prix unique (LPU). La
part. Goldberg et Verboven (2001) utilisent des LPU stipule que, dans un marché parfaitement
données fnes concernant le prix des voitures en intégré, les prix de biens identiques (exprimés
Europe. Les auteurs montrent que les prix (ajus-dans une même devise) devraient être uniformes,
tés de la qualité) sont très différents entre pays quelle que soit la localisation géographique de
européens et qu’une grande partie des différen-la transaction. Ainsi, l’ampleur des déviations à
ces est liée aux fuctuations de taux de change la LPU fournit un indicateur du degré d’intégra-
et aux comportements dits de pricing-to-market tion des économies.
(PTM) associés. Enfn, Crucini et al. (2005)
mettent en évidence l’intégration croissante du Selon la Commission européenne, l’euro était
marché des biens en Europe entre 1975 et 1990. sensé accroître la transparence des prix, réduire
Celle-ci se traduit par une convergence des prix, les coûts de transaction et éliminer les fuctua-
qui reste cependant largement limitée aux biens tions des taux de change (2). La combinaison
échangeables.de ces effets microéconomiques devait in fine
réduire les écarts de prix intra-européens des
Si la méthodologie utilisée ici est similaire à ces biens échangés, du fait d’une intensifcation des
études empiriques, notre travail est plus direc-comportements d’arbitrage. Dans cet article,
tement lié à plusieurs articles récents mesurant nous regardons si ce type d’effets microécono-
l’impact de l’introduction de l’euro sur l’in-miques, largement mis en avant par les partisans
tégration économique des pays membres de de l’intégration (3), a eu un impact empirique
l’UME. Ces études mesurent l’évolution des signifcatif. Pour cela nous étudions l’évolution
de la dispersion des prix des exportations fran-
çaises vers les pays membres de la zone euro 1. Pour une revue de la littérature, voir Baldwin (2006).
2. Voir : http://ec:europa:eu/economyfnance/euro/benefts/bene sur la période 1996-2005. Nos résultats mon-
fts2en.htm et http://www:ecb:int/ecb/educational/facts/euint/trent que l’euro a signifcativement réduit la html/ei007.en.html.
3. Cf. De Grauwe (1997) pour une analyse coût-bénéfce de l’in-dispersion des prix des exportations françaises
tégration monétaire.entre pays membres de la zone euro. L’ampleur
4. Notre méthodologie tient cependant compte de l’impact
de l’effet est cependant limitée : les prix étaient potentiel de la monnaie unique sur le niveau des prix.
50 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010des frmes exportatrices : sous l’hypothèse d’une écarts de prix soit en utilisant les prix mesurés
homogénéité des coûts unitaires quel que soit le au niveau du produit, soit en utilisant des prix
marché servi, les différences de prix observées à un niveau encore plus fn, l’entreprise pro-
au niveau individuel refètent des différences de ductrice voire le modèle exact, mais pour un
secteur particulier. Dans la première catégorie, marges des entreprises exportant vers différen-
Lutz (2003) et Engel et Rogers (2004) utilisent tes destinations. Au-delà des questions d’inter-
des prix de détail collectés dans différentes vil- prétation, le travail au niveau individuel permet
les de l’Union européenne. Le premier article de limiter d’éventuels effets de composition
met en évidence un effet faible mais signifcatif tout en gardant une couverture quasi exhaustive
de l’euro sur la dispersion des prix, le second des exportations françaises. Ensuite, la compa-
ne trouve aucun effet de l’euro. La principale raison des valeurs unitaires fxées par une frme
limite de ce type d’études est que la compa- sur différents marchés permet une comparaison
raison porte sur des biens dont les caractéristi- des écarts de prix en niveau. D’après Crucini
ques, bien que proches, ne sont pas identiques. et al. (2005), cette méthode est préférable aux
En particulier, les biens comparés ne sont pas travaux se concentrant sur la convergence des
nécessairement produits par la même entre- prix car la LPU offre des prédictions théoriques
prise, ce qui exclut une interprétation en termes sur la distribution en coupe des prix plutôt que
5de stratégies individuelles de discrimination sur l’évolution temporelle.
par les prix. La seconde catégorie de travaux
étudie l’impact de l’euro sur la dispersion des
Le passage à l’euro devait réduire prix dans des secteurs particuliers. Ainsi, Gil-
la discrimination par les prixPareja et Sosvilla-Rivero (2008) s’intéressent
au secteur de l’automobile. Ils trouvent que
Dans cette section, nous détaillons différents l’euro n’a pas eu d’impact sur la dispersion des
mécanismes par le biais desquels l’introduc-prix. Baye et al. (2006) ne trouvent pas non
tion de l’euro peut affecter les comportements plus d’impact de l’euro sur le prix de produits
de discrimination par les prix des entreprises. électroniques vendus sur internet. L’absence
Nous utilisons une défnition assez large de la d’effet de l’euro sur le prix de ces biens par-
discrimination. Celle-ci est entièrement liée à la ticuliers ne fournit pas cependant d’informa-
dimension des données auxquelles nous avons tion sur l’évolution globale de l’intégration des
accès, les prix à l’exportation des produits fran-marchés européens.
çais, par frme et par marché de destination.
Connaissant cette information, nous considérons Dans cet article, nous mesurons la disper-
qu’une entreprise qui fxe des prix différents sur sion des prix à partir de données individuelles
différents marchés nationaux a une stratégie de quasi-exhaustives décrivant les exportations des
6prix discriminatoire (6). Dès lors, l’ampleur de entreprises françaises. Le prix fxé par la frme
la discrimination est défnie par la taille des dif-sur chacun de ses marchés à l’exportation est
férentiels de prix entre marchés.approché par la valeur unitaire du fux bilatéral
et la dispersion est mesurée par le coeffcient de
Selon Knetter et Slaughter (1999), la discri-variation de ces prix sur les différents marchés
mination par les prix est le résultat (i) de dif-servis par cette même frme (5). Notre mesure
férences dans les caractéristiques de demande de dispersion étant calculée au niveau de la
des marchés servis, qui créent une incitation à frme, pour des produits précis, elle peut être vue
discriminer, et (ii) de la capacité des entreprises comme une mesure du degré de discrimination
à exploiter ces différences en présence de coûts par les prix des frmes exportatrices. La base de
d’arbitrage. A priori, il n’y a aucune raison pour données utilisée dans cet article fournit un sup-
que l’euro affecte directement les préférences port particulièrement intéressant pour étudier
des consommateurs. Par conséquent, l’impact l’impact de l’euro sur la dispersion des prix pour
attendu de l’euro transite principalement par plusieurs raisons (cf. encadré pour une descrip-
une modifcation de la capacité des frmes à tion des données). D’abord, les prix observés
discriminer.sont mesurés au niveau de la frme exportatrice,
hors coûts de transport. Les écarts intra-frmes
ne peuvent donc pas être attribués à des coûts de 5. Le coeffcient de variation est le rapport de l’écart-type à la
moyenne. Cette statistique est préférée à la variance, dont l’am-distribution locaux ou à des différences de coûts
pleur dépend du prix moyen du bien considéré, ce qui empêche de production. À la différence de ce que propo- toute comparaison entre producteurs de biens différents.
6. L’hypothèse sous-jacente est que le coût de production sent Lutz (2003) et Engel et Rogers (2004), nos
est uniforme quel que soit le marché servi. Les écarts de prix résultats peuvent alors être interprétés en termes
observés sont alors entièrement attribués à des différentiels de
de stratégies de prix discriminatoires de la part marge.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 51Les comportements d’arbitrage sont les princi- de transaction tels que les coûts de conversion
paux obstacles à la discrimination par les prix. baissent, voire disparaissent. Le renforcement
L’introduction de l’euro est supposée faciliter des comportements d’arbitrage devrait limiter
7la capacité des frmes à discriminer (7) .ces comportements d’arbitrage pour deux rai-
sons. D’une part, les comparaisons de prix sont
plus simples lorsque les prix sont exprimés
7. Pour une discussion de l’impact de la monnaie unique sur les
dans une même devise. D’autre part, les coûts comportements d’arbitrage, voir Asplund et Friberg (2001).
Encadré
Données et MéthoDe
Dans cet article, l’analyse empirique utilise une base L’impact de l’intégration monétaire est mesuré au
moyen d’une stratégie en doubles différences, qui de données individuelles décrivant la valeur et le
volume des fux d’exportation des frmes françaises permet d’isoler l’effet de l’introduction de la monnaie
sur la période 1996-2005. Les données sont désa- unique d’autres facteurs macroéconomiques affec-
tant simultanément l’ampleur de la dispersion en prix grégées par frme (indicées f dans ce qui suit) et par
dans la zone concernée. L’équation estimée est de la produit (indicés k et défnis dans la nomenclature com-
forme :binée à huit chiffres (NC8)). Ces fux sont reportés par
marché de destination (j) et par année (t). Les données
brutes couvrent 305 661 frmes et 13 507 produits,
pour une valeur totale de 3,16 milliards d’euros. Nous
restreignons cependant l’échantillon aux exportations
ren direction de l’OCDE, de façon à comparer le prix de cv est le coeffcient de variation des prix, spéci-fkt
biens vendus dans des pays aux structures similaires. fque à la zone r (zone euro ou groupe de contrôle).
L’échantillon retenu contient 205 689 frmes exportant α est une constante, spécifque au produit k, voire à
fk
pour 2,59 milliards d’euros. la frme f dans certaines estimations. Dans les tables
de résultats, nous reportons α, le coeffcient de varia-
Les prix sont approchés par des valeurs unitai- tion moyen, qui mesure la dispersion des prix avant
res, ratios de la valeur (en euros) au volume exporté l’introduction de l’euro dans le groupe de contrôle.
(exprimé en tonnes). La mesure est pertinente à par- La variable indicatrice Euro vaut 1 lorsque la région
tir du moment où les produits agrégés au sein d’un considérée est la zone euro. Le coeffcient β mesure
poste de la nomenclature NC8 et vendus par une frme donc la différence moyenne du de variation
donnée sont suffsamment homogènes (cf. Kravis et calculé sur les pays de la zone euro, par rapport aux
Lipsey, 1974, pour une discussion des biais de mesure pays du groupe de contrôle, avant l’introduction de la
induits par l’utilisation de valeurs unitaires). La seule monnaie unique. Post99 est une indicatrice égale à 1
source de biais tient alors à la différenciation verticale après l’introduction de l’euro. Le coeffcient γ s’inter-
des biens produits par une même frme et répertoriés prète comme la variation du de variation
au sein d’une même classifcation NC8. moyen dans le groupe de contrôle après l’introduction
de l’euro. Finalement, le coeffcient δ, qui nous inté-
Les données utilisées ne sont pas exemptes d’er- resse plus particulièrement, mesure l’impact de l’euro
reurs cependant. Dans une première étape, nous sur la dispersion des prix au sein de la zone euro.
éliminons les valeurs unitaires dites « aberrantes »,
défnies comme des déviations à la médiane par pro- Pour que δ soit mesuré sans biais, il faut que l’effet de
duit et par année d’un facteur supérieur à dix. Après l’introduction de l’euro sur la discrimination en prix soit
avoir appliqué cette procédure, nous conservons isolé d’autres déterminants de cette discrimination.
14 177 234 observations pour dix années consécutives C’est le rôle du groupe de contrôle. Celui-ci doit donc
(1996-2005) couvrant 28 pays de l’OCDE, 205 688 fr - être suffsamment proche du groupe de traitement (la
mes et 13 466 produits. La valeur totale des exporta- zone euro) pour être affecté par les mêmes facteurs
tions est 2,53 milliards d’euros. modifant les stratégies de prix des entreprises, à l’ex-
ception du traitement (l’introduction de l’euro). Dans
L’ampleur des dispersions de prix est défnie comme le cadre de l’UME, le groupe de contrôle le plus satis-
le coeffcient de variation des prix de vente fxés par faisant est le reste de l’Union Européenne ne parti-
la même frme pour un produit particulier vendu dans cipant pas à l’union monétaire. L’inconvénient de ce
différents pays. Ce coeffcient de variation est d’abord groupe de contrôle est qu’il ne regroupe que trois pays
calculé sur l’ensemble des marchés servis par la frme (Danemark, Royaume-Uni et Suède) relativement pro-
pour avoir une idée de sa stratégie globale de discrimi- ches en termes de niveau de vie, d’accessibilité à par-
nation. Nous calculons ensuite un coeffcient de varia- tir de la France, etc. On s’attend donc à ce que la dis-
tion spécifque à la zone euro, en nous restreignant persion des prix vers ces pays soit relativement faible.
au sous-échantillon de pays destinataires membres Dans les estimations, nous conservons de préférence
de l’UME, et un coeffcient de variation spécifque au ce groupe de référence. Mais nous vérifons également
groupe de contrôle, reste de l’OCDE ou membres de la robustesse de nos résultats en utilisant un groupe
l’Union Européenne à 15 n’ayant pas adhéré à l’union de référence plus large mais également plus hétéro-
monétaire. gène, le reste de l’OCDE (cf. résultats en Annexe).
52 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010Cet effet est potentiellement renforcé par l’inten- Les exportateurs français fxent des prix
sifcation de la concurrence liée à l’introduction différents selon le marché de destination
de l’euro. En effet, si la monnaie unique facilite
l’entrée des entreprises de la zone euro sur l’en- La première étape de notre analyse consiste à
semble des marchés nationaux, la concurrence vérifer que les frmes exportatrices françaises
devrait s’accroître, réduisant les marges des ont effectivement des stratégies de prix discri-
entreprises. Dès lors que celles-ci sont obligées minatoires, et que cette discrimination est éven-
de fxer un prix proche de leur coût marginal, tuellement plus forte en direction de certains
l’ampleur des différentiels de taux de marge groupes de pays. Pour cela, nous calculons un
conduisant à une dispersion des prix entre pays coeffcient de variation moyen des prix, repré-
est mécaniquement réduite. sentatif du comportement des frmes servant un
même ensemble de marchés. Dans nos données,
Au-delà de son effet sur la capacité des frmes la dispersion des prix est sans ambiguïté plus
à discriminer, l’euro est aussi susceptible de élevée en dehors de l’Union européenne qu’à
modifer la propension des frmes à adopter ce l’intérieur, d’environ 33 % (cf. graphique 1 - A).
type de stratégie. C’est l’argument avancé par En revanche, la dispersion des prix calculée sur
Friberg (2003) dans un modèle dans lequel les données brutes ne permet pas de mettre en
la segmentation des marchés n’est possible évidence une moindre dispersion des prix dans
qu’après paiement d’un coût fxe. Dans ce la zone euro que dans le reste de l’Union euro-
cadre, la valeur d’option de l’investissement péenne à 15.
dans une technologie de segmentation dépend
de la volatilité du taux de change, qui détermine Une source potentielle d’hétérogénéité des prix,
l’ampleur des écarts de prix à l’optimum de la orthogonale à l’intégration monétaire, est liée à
frme. Friberg montre alors que la suppression des différences entre pays en termes d’accessibi-
du risque de change réduit l’incitation des frmes lité ou de niveau de vie. Hummels et Lugovskyy
à discriminer. En outre, Méjean et Schwellnus (2009) montrent, en effet, que le prix fxé par
(2009) montrent que cette modifcation de la une frme donnée dépend de la taille du mar -
8propension des frmes à discriminer est hétéro - ché et de la richesse du pays de destination (8).
gène, les plus grandes frmes ayant plus à perdre Dès lors, des variations au cours du temps dans
d’une harmonisation de leurs prix de vente sur la disparité de l’accessibilité au marché ou des
les marchés étrangers. niveaux de vie des pays considérés peuvent
affecter notre mesure de discrimination, sans
lien direct avec l’intégration monétaire.Finalement, un dernier élément susceptible
de réduire les écarts de prix entre pays est
lié à l’harmonisation des prix psychologi- Nous tenons compte de cette possibilité en cor-
ques. Cet argument est discuté par Friberg et rigeant les valeurs unitaires de la variabilité
Matha (2004). L’intuition est assez simple. induite par des différences entre pays en termes
Considérons une entreprise qui vend le même de PIB, de distance à la France ou de PIB par
9bien en Allemagne et en France. Avant la mise tête (9). Avec cette mesure, on observe effecti-
en place de l’euro, le prix fxé en France est de vement une dispersion des prix légèrement plus
99 F, juste en dessous de la barre psychologique faible dans l’UME que dans le reste de l’Union
des 100 F. L’équivalent en DM correspond à un européenne (cf. graphique 1 - B)
prix de 29.50 DM. Cependant, l’entreprise peut
augmenter légèrement sa marge pour arriver au Si les écarts entre groupes de pays sont assez
prix psychologique de 29.90 DM. Lors du pas- nets, l’évolution temporelle des coeffcients de
sage à l’euro, le prix sera de 14,90 euros dans variation ne permet pas de mettre clairement
les deux marchés. Il y a donc réduction de la en évidence une réduction de la dispersion des
dispersion des prix liée à l’uniformisation des prix au sein de la zone euro sur la période consi-
prix psychologiques. dérée. La convergence apparait plus nettement
quand on étudie l’évolution des écarts de prix à
l’intérieur de la zone euro (cf. graphique 2). Sur Les différents mécanismes mis en évidence dans
cette section suggèrent que (i) l’introduction de
l’euro devrait en théorie réduire les comporte-
8. Les variables de PIB et de PIB par tête sont extraites de la ments de discrimination par les prix des entre-
base IFS du Fond Monétaire International. La distance est télé-prises exportatrices et (ii) que cet effet devrait chargée sur le site du CEPII (http://www:cepii:fr/anglaisgraph/
bdd/distances:htm).être différencié, en particulier selon la taille des
9. Baldwin et Harrigan (à paraître) fournissent une validation frmes. Le reste de l’article s’emploie à évaluer
empirique de l’infuence jointe de la distance au marché de des-
la validité empirique de ces assertions. tination, de sa taille et de sa richesse sur les prix.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 53Graphique 1
Coeffcients de variation moyens, UME comparé au reste de l’OCDE
A - Données brutes
B - En prenant en compte l’accès au marché et le niveau de vie
Lecture : Les barres représentent le coefficient de variation moyen des prix fixés par l’ensemble des firmes servant l’UME (en gris moyen),
les marchés du reste de l’Union européenne (en gris clair) et les marchés du reste de l’OCDE (en gris fonce). Un coefficient plus élevé
indique donc plus de dispersion des prix dans la région et pour l’année correspondante, en moyenne. Les coefficients de variation sont
calculés sur les prix, purgés des effets de l’accès au marché et du niveau de vie dans le panel (B). Pour cela, on régresse en première
étape les valeurs unitaires sur le ratio du PIB à la distance et le PIB par tête du pays servi par la firme. Les résidus estimés de cette
régression sont utilisés pour construire le graphique B. Les coefficients de variation s’interprètent alors comme la dispersion des prix non
expliquée par des différences de potentiel de marché ou de niveau de vie.
Champ : exportations en direction de l’OCDE des firmes françaises de 1996 à 2005.
Source : Données d’exportation, Direction générale des douanes et des droits indirects
54 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010l’ensemble de la période, on observe en effet un criminatoires, qui tendent à être plus marqués
phénomène de convergence avec des écarts de en dehors de la zone euro et, surtout, de l’Union
prix par rapport à la moyenne de la zone qui se européenne. En outre, les écarts de prix entre
réduisent progressivement. pays membres de la zone euro semblent se
réduire au cours de la période considérée. Ces
Ces résultats suggèrent donc que les frmes résultats ne refètent cependant que des compor -
françaises ont des comportements de prix dis- tements moyens.
Graphique 2
Déviations des prix par rapport à la moyenne dans la zone euro, par pays membre de l’UME
Lecture : Pour chaque année, le graphique donne la déviation moyenne du prix à destination de chaque pays membre de l’UME rapporté
au prix moyen sur l’ensemble de la zone euro. Les chiffres négatifs correspondent donc à des pays qui, en moyenne, bénéficient de
prix de vente plus faibles que la moyenne européenne, et inversement pour les chiffres positifs. La réduction au cours de la période des
écarts moyens (en valeur absolue) indique un phénomène de convergence à l’intérieur de la zone.
Champ : exportations en direction de l’UME des firmes françaises de 1996 à 2005.
Source : Données d’exportation, Direction générale des douanes et des droits indirects
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 55L’utilisation de données individuelles nous per- de l’UME. Dans ce qui suit, nous adoptons donc
met de mettre en évidence une hétérogénéité une stratégie d’estimation en double différences
au sein même de la population des frmes qui permettant de voir si la mise en place de la mon-
servent une zone donnée. En particulier, nous naie unique réduit la dispersion des prix dans la
montrons qu’au sein de la population des frmes zone euro, par rapport à un groupe de contrôle.
exportatrices françaises, les frmes les plus gran-
10La stratégie en doubles différences met en des sont aussi celles qui ont, en moyenne, le plus
lumière un effet signifcatif de la mise en place tendance à adopter des stratégies de prix discri-
de la monnaie unique en 1999 sur la dispersion minatoires (cf. graphique 3) (10). Ce résultat est
des prix dans la zone euro, par rapport au reste important car il met en évidence une hétérogé-
11de l’Union européenne (cf. tableau 1) (11). Avant néité dans les comportements de fxation des
prix des entreprises exportatrices. Ainsi, être une
grande frme permet d’adopter une stratégie de
10. Les grandes frmes exportent vers un plus grand nombre de
discrimination par les prix plus marquée. destinations. Mécaniquement, ceci accroît la dispersion des prix
pour les grandes frmes. Dans nos estimations, nous prenons en
compte les caractéristiques inobservées des frmes ce qui rend de ce type d’effet. Nous revenons sur ce point lorsque
nous présentons nos résultats.L’euro a réduit les comportements
11. Les estimations présentées dans le tableau 1 ont également de discrimination par les prix… été reproduites en prenant comme date de traitement l’année
d’introduction des billets en euros, en 2001. L’effet de l’euro est
beaucoup plus faible dans ces estimations, et souvent non signi-Les résultats discutés jusqu’à présent ne per-
fcatif. Il est cependant diffcile de savoir si ce résultat tient à une
mettent pas de mettre en évidence de relation absence de convergence des prix européens suite à l’introduc-
tion des billets ou à un problème d’identifcation lié à la période causale entre l’adoption de la monnaie unique
réduite utilisée pour identifer l’effet de l’euro. Dans ce qui suit,
et la réduction de la dispersion des prix au sein nous conservons donc 1999 comme date de traitement.
Graphique 3
Ampleur de la discrimination et taille des frmes
Lecture : La variable en abscisse correspond à la taille des firmes, mesurée par quantiles de 2 % de la distribution totale des valeurs
ajoutées des firmes de l’échantillon. La variable en ordonnée est le coefficient de variation moyen de l’ensemble des firmes appartenant
au quantile considéré. La droite de régression positive indique que la dispersion des prix est significativement plus importante pour les
firmes de grande taille.
Champ : exportations en direction de l’OCDE des firmes françaises de 1996 à 2005.
Source : Données d’exportation, Direction générale des douanes et des droits indirects.
56 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010la mise en place de la monnaie unique, les prix macroéconomiques des pays ne modife pas le
dans la zone euro sont 15 % plus élevés que dans résultat concernant l’impact de l’euro, qui reste
le reste de l’Union européenne (cf. tableau 1, négatif. Il devient faiblement signifcatif quand
colonne 1, (0,043+0,292)/0,292 = 1,15). Après on corrige les écarts-type d’une possible hété-
1999, l’écart se réduit, passant à 8.1 %. Dans la roscédasticité des erreurs au sein d’une zone
mesure où les pays considérés sont très similai- donnée (tableau 1, colonne 3). Cette correction
res, si ce n’est en ce qui concerne leur adhésion est très exigeante du point de vue économétri-
à l’Union monétaire européenne, on peut attri- que, ce qui explique la perte de signifcativité.
buer la réduction de la dispersion relative des
prix de la zone euro à l’intégration monétaire. L’hétérogénéité des comportements de discri-
mination des frmes n’affecte pas non plus le
L’effet de l’UME est robuste à l’introduction signe des coeffcients estimés mais a un effet
de variables de contrôle relatives à la disper- important sur leur ampleur (cf. tableau 1, com-
sion des PIB par tête et des ratios PIB sur dis- paraison des colonnes 4 à 6 avec les colonnes 1
tance des pays considérés (cf. colonnes 2 et 3 à 3). En particulier, l’impact de l’euro est plus
du tableau 1). Les résultats suggèrent qu’une faible une fois prise en compte l’hétérogénéité
plus grande dispersion de la richesse ou de des coeffcients de variation entre frmes : la
l’accessibilité des pays servis par une frme dispersion relative des prix entre la zone euro et
accroît la dispersion des prix, conformément le reste de l’Union européenne passe de 25,5 à
aux prédictions théoriques. En revanche, pren- 24 % (colonne 4 du tableau 1). L’effet devient
dre en compte la dispersion des caractéristiques même non signifcatif si l’on corrige les écarts-
Tableau 1
Dispersion des prix et passage à l’euro (1)
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Variable expliquée : Coeffcient de variation des prix
*** *** *** ** Post99 0,005 0,001 0,001 0,011 0,007 0,007
(4,63) (0,95) (0,32) (11,45) (7,38) (21,72)
*** *** * *** *** ** Euro 0,043 0,055 0,055 0,056 0,060 0,060
(41,54) (51,71) (7,21) (58,63) (62,72) (13,45)
*** *** ** *** ** Euro Post99 - 0,019 - 0,011 - 0,011 - 0,008 - 0,002 - 0,002
(- 15,38) (- 9,24) (- 20,52) (- 7,28) (- 2,18) (- 1,37)
*** *** ** CV(PIB/distance) 0,041 0,041 0,038 0,038
(58,42) (4,99) (41,89) (16,82)
*** *** CV(PIB per capita) 0,026 0,026 - 0,011 - 0,011
(17,00) (0,44) (- 5,85) (- 0,22)
*** *** * *** *** ** Constante 0,292 0,236 0,236 0,271 0,234 0,234
(306,07) (187,51) (7,92) (311,83) (181,72) (13,47)
Groupe de contrôle Reste de l’UE15
Méthode Effets fxes produit Effets fxes frme-produit
Cluster Non Non Zone Non Non Zone
Observations 1 822 900 1 822 900 1 822 900 1 822 900 1 822 900 1 822 900
Rho 0,199 0,198 0,198 0,577 0,577 0,577
1. Estimation en double différence avec effets fxes produit (colonnes 1 à 3) ou frme-produit (colonnes 4 à 6). Les colonnes 1 et 4
présentent les résultats de l’estimation sans contrôle relatif à la dispersion des PIB par tête et des ratios PIB sur distance des pays
considérés. Ces contrôles sont ajoutés dans les résultats des colonnes 2 et 5. Enfn, les colonnes 3 et 6 corrigent les écarts-type
estimés d’une éventuelle hétéroscédasticité des erreurs à l’intérieur de la zone considérée (UME ou groupe de contrôle). ***,** et *
indiquent une signifcativité, aux seuils de 1, 5 et 10 % respectivement. Les chiffres entre parenthèses correspondent aux statistiques
de Student. Post99 est une variable booléenne égale à 1 après 1999. Euro est une variable muette qui vaut 1 pour les coeffcients de
variation relatifs à la zone euro. CV(PIB/distance) mesure le coeffcient de variation des ratios PIB sur distance des pays de la zone
concernée tandis que CV(PIB per capita) correspond à la dispersion des PIB par tête.
Lecture : Le coefficient estimé sur la variable indicatrice Euro mesure la différence moyenne du coefficient de variation calculé sur les
pays de la zone euro, par rapport aux pays du groupe de contrôle, avant l’introduction de la monnaie unique. Le coefficient relatif à
l’indicatrice Post99 correspond à la variation du coefficient de variation moyen dans le groupe de contrôle après l’introduction de l’euro.
Finalement, le coefficient relatif à l’interaction entre les indicatrices Euro et Post99 mesure l’impact de l’euro sur la dispersion des prix au
sein de la zone euro. Avec des effets fixes firme-produit, les coefficients ne sont identifiés que dans la dimension temporelle des séries
individuelles de coefficients de variation.
Champ : exportations en direction de l’Union européenne à 15 des firmes françaises de 1996 à 2005.
Source : Données d’exportation, Direction générale des douanes et des droits indirects.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 435-436, 2010 57type d’une éventuelle hétéroscédasticité des mécanismes théoriques évoqués plus haut lient
erreurs par région (colonne 6). les décisions de discrimination par les prix à la
volatilité du taux de change. Or la fxité des taux
Pour vérifer la robustesse de ces résultats par de change a précédé l’introduction de l’euro. Il
est donc possible qu’une partie de la réduction rapport au groupe de contrôle choisi, nous pro-
attendue de la dispersion des prix ait eu lieu posons en annexe les résultats des régressions
avant 1999. Engel et Rogers (2004) montrent en utilisant le reste de l’OCDE comme groupe de
effet qu’une grande partie de la dispersion des contrôle (cf. annexe). L’impact de l’euro sur la
prix en Europe a eu lieu dans les années 1990, dispersion des prix est négatif dans toutes les
1213avant l’introduction de l’euro.régressions et signifcatif dans cinq spécifca-
tions sur six. Avant le passage à l’euro, la dis-
persion des prix est en moyenne 11 % plus faible Les frmes ont réagi différemment
dans la zone euro que dans le reste de l’OCDE, à l’introduction de l’euro
lorsque l’on tient compte de l’hétérogénéité des
niveaux de prix entre secteurs (colonne 1 de Nous terminons l’analyse en testant l’hypothèse
l’annexe). Après l’introduction de la monnaie d’une hétérogénéité de l’impact de l’euro sur
unique, l’écart est de 17 %. À nouveau, l’effet les comportements de prix des frmes. Nous
estimé se réduit lorsque l’on prend en compte la regardons en particulier si l’intégration moné-
taille et la richesse des pays ou que l’on ajoute taire affecte différemment les frmes de taille
des effets fxes frme-produit. De manière géné- différente. La taille est mesurée à partir de
rale cependant, l’effet de l’euro est plus fort données fournies par l’administration fscale à
lorsque la zone euro est comparée au reste de l’Insee, détaillant les caractéristiques des frmes
l’OCDE. Il est probable que cette amplifcation déclarant au régime du bénéfce réel normal.
de l’effet de l’euro soit en partie attribuable à Les entreprises sont classées en fonction de la
des phénomènes indépendants de l’intégration valeur ajoutée déclarée en France.
monétaire, tels que l’intégration des marchés de
biens et services au sein de l’Union européenne. Les résultats présentés jusqu’ici supposent
implicitement une homogénéité de l’impact
de l’euro sur les comportements de tarifcation
… cependant l’effet mesuré est assez faible de toutes les frmes, quelles que soient leurs
caractéristiques. La comparaison des estima-
En somme, l’effet observé de l’introduction tions incluant ou non des effets fxes frme sug-
de l’euro est relativement faible et parfois non gère cependant que l’hétérogénéité des frmes
signifcatif statistiquement. Ce résultat rejoint se reporte sur leurs stratégies de prix. Dans ce
les résultats d’un certain nombre d’articles étu- cadre, il est donc légitime de s’interroger sur la
diant l’impact de l’euro sur la dispersion des stabilité des résultats du modèle en doubles dif-
prix (12). Il se rapproche également des étu- férences à l’hypothèse d’homogénéité.
des trouvant un impact positif mais faible de la
monnaie unique sur le commerce au sein de la L’effet de l’euro pourrait également reféter un
zone euro (13). Cependant, l’impact relative- biais de sélection des frmes dans notre échan -
ment faible de l’euro sur la dispersion des prix tillon. En effet, Berthou et Fontagné (2008)
montrent que l’UME a conduit à une entrée va à l’encontre de ce qui était attendu ex ante.
nette de frmes sur les marchés européens. Si Deux points peuvent expliquer l’écart entre
ces nouvelles frmes ont également une propen-ces attentes et les faits. D’une part, le principal
sion à discriminer différente de celles qui étaient mécanisme mis en avant par la Commission
présentes sur le marché avant l’introduction de européenne repose sur la facilitation des com-
l’euro, il se peut que l’effet de l’euro capturé portements d’arbitrage liée à la baisse des coûts
dans l’estimation en double différences soit de transaction. Or, les barrières à l’arbitrage
entièrement attribuable à des effets de marge sont nombreuses et certaines sont orthogonales
extensive et non à un ajustement des stratégies au système monétaire en place. Ainsi, la dis-
de prix des frmes. Méjean et Schwellnus (2009) tance et les coûts de transport associés consti-
montrent que ce type d’effets de sélection est tuent un obstacle important à l’arbitrage (Engel
relativement important dans le cadre d’une esti-et Rogers, 1996), qui n’est pas affecté par l’in-
tégration monétaire. Si ce type d’obstacles est
la principale explication de l’absence de com- 12. Voir Lutz (2003) ou Engel et Rogers (2004).
13. Frankel (2008) étudie différentes hypothèses pouvant expli-portements d’arbitrage, il n’est pas surprenant
quer l’impact plus faible que prévu de l’euro sur le commerce que l’union monétaire n’ait qu’un effet limité
des pays membres. Aucune ne parvient à expliquer l’écart entre
sur la dispersion des prix. D’autre part, certains les prévisions et les faits.
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