Le prix des carburants est plus sensible à une hausse qu'à une baisse du brut

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La présence d'asymétries significatives dans la transmission des chocs sur le prix du pétrole brut au prix à la pompe hors taxe est confirmée par une approche économétrique sur données françaises. L'analyse est menée pour trois produits raffinés : le super-carburant plombé, le gazole et le fioul domestique. Pour les trois carburants étudiés, un choc à la hausse sur le coût en monnaie française du baril de pétrole brut est incorporé dans le prix à la pompe plus rapidement que ne l'est un choc à la baisse. En réponse à un choc maintenu affectant le prix du brut, le prix de vente des carburants s'ajuste progressivement, à la hausse ou à la baisse, vers un prix d'équilibre de long terme atteint à échéance d'un semestre à un an. Cependant, cet ajustement reste plus faible en valeur absolue à la baisse qu'à la hausse pendant une durée de quelques mois. Cet intervalle de temps mesure la durée de l'asymétrie. Au-delà, il n'est plus possible d'affirmer que l'ajustement du prix en réponse à un choc négatif sur le brut est inférieur en valeur absolue à ce qu'il aurait été en présence d'un choc positif. Cet écart transitoire de vitesses d'ajustement induit une perte de pouvoir d'achat pour le onsommateur, dont l'éventuelle résorption à long terme n'a pu être démontrée dans l'étude. Les asymétries constatées entre les extrémités de la chaîne allant du pétrole brut au prix à la pompe proviennent, en général, de chacune des étapes intermédiaires que sont la production et la distribution. Elles sont néanmoins plus importantes à la production qu'à la consommation. Cette différence peut s'expliquer par le caractère plus oligopolistique du marché à la production qu'à la consommation. Elle peut aussi être reliée à l'asymétrie du coût d'ajustement des stocks à la hausse et à la baisse : il est plus coûteux de déstocker que de stocker. Cette explication n'éclipse pas celles fondées sur la présence d'asymétries d'information, puisqu'il subsiste des asymétries au stade de la ...
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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REVENUS
Le prix des carburantsest plus sensible à une haussequ’à une baisse du brut
Cédric Audenis, Pierre Biscourp et Nicolas Riedinger*
La présence d’asymétries significatives dans la transmission des chocs sur le prix dupétrole brut au prix à la pompe hors taxe est confirmée par une approche économétriquesur données françaises. L’analyse est menée pour trois produits raffinés : lesupercarburant plombé, le gazole et le fioul domestique.Pour les trois carburants étudiés, un choc à la hausse sur le coût en monnaie française dubaril de pétrole brut est incorporé dans le prix à la pompe plus rapidement que ne l’est unchoc à la baisse. En réponse à un choc maintenu affectant le prix du brut, le prix de ventedes carburants s’ajuste progressivement, à la hausse ou à la baisse, vers un prix d’équilibrede long terme atteint à échéance d’un semestre à un an. Cependant, cet ajustement resteplus faible en valeur absolue à la baisse qu’à la hausse pendant une durée de quelquesmois. Cet intervalle de temps mesure la durée de l’asymétrie. Au delà, il n’est plus possibled’affirmer que l’ajustement du prix en réponse à un choc négatif sur le brut est inférieuren valeur absolue à ce qu’il aurait été en présence d’un choc positif. Cet écart transitoirede vitesses d’ajustement induit une perte de pouvoir d’achat pour le consommateur, dontl’éventuelle résorption à long terme n’a pu être démontrée dans l’étude.Les asymétries constatées entre les extrémités de la chaîne allant du pétrole brut au prixà la pompe proviennent en général de chacune des étapes intermédiaires que sont laproduction et la distribution. Elles sont néanmoins plus importantes à la production qu’àla consommation. Cette différence peut s’expliquer par le caractère plus oligopolistiquedu marché à la production qu’à la consommation. Elle peut aussi être reliée à l’asymétriedu coût d’ajustement des stocks à la hausse et à la baisse : il est plus coûteux de déstockerque de stocker. Cette explication n’éclipse pas celles fondées sur la présenced’asymétries d’information, puisqu’il subsiste des asymétries au stade de laconsommation, au moins pour certains produits.
* Au moment de la rédaction de cet article, Cédric Audenis, Pierre Biscourp, et Nicolas Riedinger appartenaient au Département desétudes économiques d’ensemble de l’Insee.Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.
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L’existence d’asymétries dans la transmis-sion des coûts aux prix est un phénomèneavéré empiriquement dans un grand nombre desituations. Elle ne semble pas associée auxcaractéristiques particulières d’un marché. Plu-sieurs études réalisées sur données américainesmontrent ainsi que les prix de détail réagissentde façon plus rapide aux hausses du coût desintrants qu’à ses baisses, et ce pour des produitsaussi variés que les carburants (Borenstein,Cameron et Gilbert, 1997), les produits agrico-les (Karrenbrock, 1991), les fonds prêtables(Neumark et Sharpe, 1992 ; Jackson, 1997),ainsi qu’un grand nombre de biens de consom-mation et de biens intermédiaires (Peltzman,2000). L’analyse économique peut rendrecompte de l’existence de telles asymétries.Pourtant, les travaux empiriques ne parviennentpas à trancher entre les différents modèles avan-cés par la théorie (Borenstein, Cameron et Gil-bert, 1997 ; Peltzman, 2000).Cet article examine, dans le cas de la France,l’éventualité d’une asymétrie de la transmissiondes coûts aux prix des produits pétroliers (1).L’intrant primaire sur ce marché est le pétrolebrut, dont le coût a connu par le passé, et conti-nue de connaître périodiquement, d’importantesfluctuations. À l’autre extrémité de la chaîne, leprix des carburants s’ajuste à ces fluctuations.Afin de préciser le rôle joué par les acteurs inter-venant entre le coût du pétrole brut et le prix descarburants, on décompose ce parcours en deuxétapes : la production (transformation du pétrolebrut en carburant) et la distribution (mise à dis-position de ce produit auprès du consomma-teur). Cette distinction entre raffinerie et stationservice représente une simplification dans lamesure où ces deux stades peuvent être intégrésverticalement. La répartition de la grande distri-bution de carburants sur le territoire françaisjustifie néanmoins qu’elle soit opérée.Un modèle à correction d’erreur sert à appré-hender la dynamique de la transmission du prixdu baril de brut, directement exprimé en mon-naie française, au prix à la production (c’est-à-dire à la sortie des raffineries) et au prix à lapompe hors taxes (2) de plusieurs carburants. Laréponse du prix aval (celui déterminé parl’agent correspondant) aux fluctuations du prixamont (celui que l’agent prend comme donné)se trouve ainsi modélisée à chacun des stades dela production et de la distribution. Cela permetde réaliser des simulations de chocs positifs etnégatifs sur les prix amont à ces deux stades dela chaîne reliant le pétrole brut à la consomma-tion en passant par la raffinerie, pour trois pro-
duits pétroliers : le supercarburant plombé, legazole et le fioul domestique. Ainsi peut-on tes-ter l’éventuelle différence de délai et de niveaud’ajustement entre un choc à la hausse et unchoc à la baisse sur le coût en monnaie françaisedu baril de brut, ainsi que la part respective desstades de production et de distribution dans laresponsabilité d’une telle asymétrie. On cher-chera également à savoir si les modèles écono-miques proposés pour expliquer l’apparitiond’asymétries de transmission sont cohérentsavec les résultats de l’analyse statistique. (1) (2)D’après l’analyse économique,l’asymétrie peut trouverson origine à la productioncomme à la distributionL’analyse économique propose plusieursgrilles d’analyse susceptibles de rendrecompte d’un ajustement asymétrique des prix auxcoûts. On peut schématiquement distinguer lesmodèles fondés sur l’information imparfaite etl’existence de coûts de recherche, qui s’appli-quent en premier lieu au comportement des distri-buteurs, des modèles fondés sur l’ajustement desstocks, plus pertinents au stade de la production.Les modèles du premier groupe reposent surdeux explications principales. Tout d’abord,l’information imparfaite des distributeurs surl’évolution du prix de leurs concurrents peutêtre à l’origine de l’asymétrie : confronté à unehausse de ses coûts, aucun distributeur, comptetenu de la faiblesse de ses marges, ne peut main-tenir durablement son prix inchangé, quellesque soient ses anticipations du comportement deses concurrents. En revanche, face à une baissedes coûts, la décision des distributeurs deréduire leurs prix est tributaire de considérationsstratégiques. Elle peut ainsi être différée pluslonguement (Green et Porter, 1984)(cf. encadré 1). La seconde explication attribuel’asymétrie à une information imparfaite des1. De ce point de vue, l’étude du marché des carburants pré-sente plusieurs avantages. En premier lieu, le processus de pro-duction des carburants est tel que le poids du pétrole brut dansle coût marginal est prédominant. L’analyse de la transmissiond’un choc sur les coûts au prix de vente peut de ce fait êtremenée toutes choses égales par ailleurs de manière plus natu-relle que pour des produits faisant intervenir un grand nombred’inputs en proportions comparables. En second lieu, la variabi-lité temporelle du prix du pétrole brut est considérable, du faitdes fortes fluctuations que connaît ce prix libellé en dollars, maisaussi des fluctuations du dollar, monnaie de référence pour leséchanges de pétrole brut.2. Les montants des taxes pétrolières sont inclus dans les varia-bles explicatives susceptibles d’affecter les comportements demarge des producteurs et des distributeurs.
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Encadré 1LES MODÈLES D’ASYMÉTRIE DE TRANSMISSION DES COÛTS AUX PRIX
Concurrence imparfaite, information imparfaiteet coûts de rechercheSi les marges de distribution sont faibles, un distribu-teur n’a pas d’autre choix que de répercuter unehausse du coût des carburants dans le prix à lapompe, sous peine de réaliser des pertes. Lorsqu’il esten revanche confronté à une baisse de son coût, cettecontrainte de profit se transforme : la variable décisivedans le choix d’une stratégie de prix devient, dans unesituation d’oligopole et en cas d’information imparfaitedu distributeur sur les prix pratiqués par ses concur-rents, l’anticipation qu’il forme sur l’évolution de cesprix. Le distributeur attend ainsi un signal – une baissede la demande – avant de ramener son prix au niveaucompétitif. Des chocs de demande aléatoires permet-tent ainsi de retourner à une situation où prévaut leniveau de prix de l’équilibre de Nash (1). Dans l’inter-valle, toutefois, le prix courant (avant la baisse descoûts) constitue un point focal naturel de coordinationoligopolistique (2). Ce type de modèle (Green et Porter,1984), permet d’expliquer que le retour à l’équilibrecompétitif est plus lent dans le cas d’une baisse ducoût. Il ne permet pas en revanche d’expliquer les phé-nomènes de surréaction (3) à la hausse des prix à lapompe observés à court terme en cas d’augmentationdu prix du pétrole brut. Il n’est en outre compatibleavec un ajustement graduel des prix au niveau macro-économique vers le niveau compétitif, que si l’on sup-pose un décalage temporel dans les chocs affectantl’ensemble des micro-marchés qui constituent l’éco-nomie, la lenteur de l’ajustement des prix résultantd’un phénomène d’agrégation.Une explication alternative, dont l’application naturelleest de nouveau le stade de la distribution de carbu-rants, consiste à mettre l’accent sur l’existence decoûts de recherche, cette fois du côté des consomma-teurs. Dans ce type de modèles (Bénabou et Gertner,1993), le consommateur est confronté à une variationde prix dont il ignore si elle reflète une variation du coûtou un accroissement de la marge du distributeur.Rechercher cette information est coûteux, et le gainespéré de la recherche devient plus faible lorsque leconsommateur a conscience de se trouver dans unepériode de volatilité des coûts. Le distributeur s’aper-çoit que l’élasticité de la demande à laquelle il fait facediminue temporairement. Il augmente en conséquencetemporairement sa marge. Dès lors qu’une période dehausse comme une période de baisse des coûts induitune hausse des marges, la hausse du coût engendreune hausse supérieure du prix (surréaction) alors quela baisse du coût n’est que partiellement transmisedans les prix. Quand les coûts se stabilisent, la margerejoint son niveau initial et les prix convergent vers leniveau impliqué par la seule variation du coût. Les asy-métries disparaissent ainsi. L’apport de ce type demodèle par rapport au précédent est double. Il auto-rise d’abord la présence de surréaction pour l’incorpo-ration des hausses de coût dans les prix. Il est en outrecompatible avec un ajustement des prix graduel à unniveau microéconomique, sans qu’il soit nécessaire de
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faire appel à la présence d’effets d’agrégation. Parailleurs, l’hypothèse d’information imparfaite est plusvraisemblable pour le consommateur que pour le dis-tributeur.Les modèles de stocksLa présence d’asymétries dans la transmission deschocs affectant le coût du pétrole brut, au prix de sor-tie de raffinerie, peut être interprétée comme résultantde non linéarités dans l’ajustement des stocks. Cetargument ne vaut qu’en présence de coûts d’ajuste-ment de la production, et pour autant que la demandede carburants est suffisamment sensible à son prix.Si l’on est en situation d’excès de capacité de stoc-kage, il existe une asymétrie dans le coût d’ajuste-ment des stocks, à la hausse et à la baisse (Reaganet Weitzmann, 1982). Une raffinerie ne peut en effetpas toujours réduire ses stocks d’un montant égal àl’accroissement de la demande à laquelle elle faitface, en raison de la contrainte de non négativité desstocks (4). De façon très pratique, on peut concevoirqu’il est moins coûteux d’accroître les stocks que deles réduire, parce que la deuxième opération com-porte un coût d’acheminement du carburant vers leslieux de distribution (goulets d’étranglement dans lesoléoducs, coût de recherche de camions citernessupplémentaires) a priori supérieur au coût de trans-port depuis l’usine de raffinage vers le lieu de stoc-kage.L’hypothèse que le stockage est moins coûteux que ledéstockage est suffisante pour expliquer que la trans-mission des variations de prix du pétrole brut soit asy-métrique à la hausse et à la baisse. Un choc positifaffectant le prix du pétrole brut réduit en effet lademande de carburants et conduit à une hausse desstocks durant la période d’ajustement de la produc-tion. Cette hausse est par hypothèse peu coûteuse ensituation d’excès de capacité de stockage. Un chocnégatif sur le prix du pétrole accroît à l’inverse lademande de carburants. Les stocks doivent diminuerà court terme dans l’attente d’un ajustement de la pro-duction. Sous l’hypothèse que le déstockage est coû-teux, la baisse du prix pratiqué à court terme par la raf-finerie ne transmet que de façon partielle celle du coûtdu pétrole brut, parce que le prix pratiqué doit prendreen compte le coût du déstockage (voir Borenstein etShepard (1996) pour une version plus formalisée de cetype de mécanismes).
1. Équilibre tel qu’aucun acteur n’a intérêt à dévier seul.2. Un oligopole est un marché où il n’y a que quelques ven-deurs, qui de fait tiennent compte du comportement de leursconcurrents pour prendre leurs décisions.3. Surajustement dans la littérature anglo-saxonne.4. La borne inférieure pour le niveau des stocks n’est en faitpas nulle en France, mais égale au niveau des stocks stratégi-ques imposés aux raffineurs par la législation.
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consommateurs, liée à l’existence de coûts derecherche des prix les plus bas (Bénabou et Ger-tner, 1993). En période de fortes fluctuationsdes prix, suivant ce raisonnement, les distribu-teurs tirent profit de la moindre sensibilité auxprix de la demande qui leur est adressée. Leurmarge augmente ainsi temporairement, que lesprix tendent à baisser ou à augmenter, ce quiamoindrit l’impact sur le prix d’une baisse ducoût, et, inversement, accentue l’impact à lahausse d’une hausse du coût. Contrairement auprécédent, ce modèle peut conduire à une varia-tion du prix à court terme supérieure à sonniveau de long terme – surajustement ou«overshooting» (cf. encadré 1).Le deuxième groupe de modèles repose surl’existence d’une asymétrie dans le coût d’ajus-tement du niveau des stocks à la hausse et à labaisse ; il s’applique essentiellement au stade dela production (cf. encadré 1).Au total, les analyses précédentes suggèrent desinterprétations dont les prédictions quant à laforme de l’asymétrie (présence ou non de sura-justement), ou au stade où elles devraient se pro-duire (producteur ou distributeur), peuvent êtreconfrontées aux données. On s’attend à ce queles asymétries liées à l’information imparfaite(modèles de Bénabou et Gertner) se manifestentau stade de la distribution, et les asymétries decoût de stockage à celui de la production.
Une méthode d’analyseempirique de l’ajustementdu prix au coûtOn décompose en deux étapes le processusqui conduit du pétrole brut (ici, le Brentsur le marché de Rotterdam) au carburant dontle prix est acquitté par le consommateur. Le pre-mier stade correspond à la production (raffinagedu brut par les compagnies pétrolières). Lesecond stade est celui de la distribution de cescarburants par les détaillants (en particulier lesdifférentes formes de réseaux). On peut définirlors de chacune de ces étapes un prix amont etun prix aval, le premier désignant le prix du pro-duit intervenant comme intrant dans le stadeconsidéré : pour le premier stade, le prix amontest celui du Brent, libellé en euros, le prix avalétant celui pratiqué par les raffineries pour lescarburants. Pour le second stade, le prix amontest le prix à la sortie des raffineries, et le prixaval est le prix à la pompe (3).
On retient une modélisation de la dynamique decourt-terme (cf. encadré 2, équation I, dont lescoefficients sont résumés dans le tableau I),telle que le prix aval dépend du choc affectant leprix amont mais aussi des chocs ayant affecté leprix amont le(s) mois précédent(s). L’ajuste-ment du prix aval est ainsi pour partie instantanéet pour partie différé. Il est en outre autorisé àdifférer selon que le choc affectant le prix amontest positif ou négatif, ce qui permet de tester laprésence d’une asymétrie éventuelle dans laréaction du prix aval. En revanche, les paramè-tres caractérisant la variation du prix aval enfonction du prix amont sont supposés constantsau cours du temps et indépendants de l’ampleurdu choc. Cette hypothèse supplémentaire per-met une estimation aisée.La relation entre le prix aval et le prix des autresinputs (taxes pétrolières, salaires, etc.) estmodélisée de la même façon.Au delà des variations de court terme, l’exis-tence d’une relation (ou cible) qui lie à longterme le prix aval, le prix amont, et le prix desautres inputs a été testée (cf. encadré 2,équation II, dont les coefficients sont résumésdans le tableau I). Quand cette relation existe, lavariation du prix aval dépend aussi d’un termede correction d’erreur qui le conduit à se rappro-cher de la cible de long terme (cf. encadré 2 pourune présentation technique de la modélisation).Les résultats de l’estimation des équations (I) et(II) permettent de simuler l’impact sur le prixaval d’un choc unitaire initial sur le prix amont,en distinguant les chocs positifs des chocs néga-tifs. La mise en évidence d’asymétries de trans-mission du prix amont vers le prix aval reposealors sur la comparaison des réponses simuléesdes prix aval à ces deux types de chocs.On utilise pour cela les coefficients estiméspour calculer des fonctions de réponse cumuléesà des chocs unitaires positif et négatif imposés àun instantt, et maintenus par la suite.L’asymétrie de la réponse du prix aval aux deuxtypes de chocs imposés sur les prix amont est3. On néglige les importations de carburants (19 % de l’offre deproduits raffinés en 1999). Tout d’abord, estimer un modèled’ajustement comprenant simultanément deux prix amont dou-ble le nombre de coefficients à estimer, l’identification de cescoefficients devenant difficile du fait de l’étroite corrélation liantles prix de sortie de raffinerie et les prix importés. Il est toutefoispossible de construire un indice du prix amont à partir des deuxprix précédents. Cela n’est pas nécessaire en pratique : l’utilisa-tion de l’un ou de l’autre de ces prix conduit à des formes identi-ques des fonctions de réponse pour la transmission du prix desproduits raffinés au prix de vente au détail.
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Encadré 2MODÉLISER LA DYNAMIQUE D’AJUSTEMENT DES PRIXOn modélise le comportement de fixation du prix deT représente le montant des taxes sur les produitslong terme par le producteur de produits raffinés à par- pétroliers (3).Φ1 est un paramètre scalaire, dès lorstir de pétrole brut, ou le producteur de service de dis- que le prix amont retenu au premier stade est le prix entribution à partir de produits raffinés, sous la forme euros du pétrole brut. Il serait vectoriel si l’on souhai-générique suivante : tait distinguer au premier stade les impacts respectifsdu prix du baril de Brent en dollars et du taux dechange du dollar. Les deux stratégies conduisant àdes résultats proches, on ne donne que les résultatsobtenus grâce à la première.ηest un terme d’erreur. treprésente le temps, dont l’unité est ici le mois. L’utili-sation de variables en logarithme rend homogènes lesséries de prix du pétrole brut et de prix à la consom-mation, exprimées respectivement en euros par barilet en euros par hectolitres, et les séries de prix de pro-duction qui sont constituées d’indices de prix (4).Les prix aval sont supposés s’ajuster avec retard auxchocs affectant les prix amont. Les paramètres carac-térisant la variation du prix aval en fonction du prixamont sont supposés constants au cours du temps,indépendants de l’ampleur du choc mais pas de sonsens (hausse ou baisse).Cela conduit à estimer le modèle d’ajustement suivant(Borensteinet al., 1997) (5) :
où est le prix aval, le prix des inputs pétroliersproduits en amont, le prix des autres inputs (travail,capital, consommations intermédiaires de produitsnon pétroliers), et m s’interprète comme un taux demarge ou mark-up (1).Le coût en monnaie française du pétrole brut importépar les raffineries françaises est affecté à la fois par leprix en dollars du Brent sur le marché de Rotterdam, etpar le cours du dollar. Le prix pertinent pour la déter-mination du coût marginal de production esta priorileprix du brut en monnaie française (2).Le montant (en monnaie française par litre) des taxessur les produits pétroliers affecte mécaniquement leprix des carburants à la pompe toutes taxes compri-ses. On ne prend cependant en compte que les prixhors taxes. L’impact sur letaux de margeest le seulcanal par lequel la fiscalité pourrait affecter le prix horstaxe des carburants. Il est ainsi envisageable qu’enréponse à une hausse de la fiscalité, les distributeursdécident, temporairement ou de façon permanente, deréduire leurs marges afin de maintenir constant levolume de leurs ventes.L’évolution du prix des inputs non pétroliers (en parti-culier le travail) est modélisée par untrend.On suppose au total que les logarithmes du prix avalhors taxes et du prix amont sont liés par la rela-tion d’équilibre de long-terme suivante :(I)
Les notations sont les suivantes :
(II)1. On obtient cette forme fonctionnelle en appliquant un tauxde marge au coût marginal issu d’une fonction de productionde Cobb-Douglas. On considère une firme dont la technologieÉvolution du montant des taxes pétrolièresde production est décrite par une fonction Cobb-Douglas, etdu supercarburantqui fait face à une élasticité finie de la demande.2. On a toutefois procédé à des estimations dissociant leseffets des variations du prix en dollars du Brent et du cours duEn eurosients du Brent en dollars et du tauxpar hectolitreddeollcahr.aSnigleesdcuoedfollcarsontpparrifxoidsudifférents,lesrésultatssur65l’asymétrie sont inchangés.3. Il s’agit d’un montant en euros par hectolitres, qui exclut laTVA (le taux de TVA n’a été changé qu’à deux reprises sur la60période, le prendre en compte revient à introduire deux variablesdummies, qui peuvent effectivement être significatives, mais quine modifient pas la mesure de l’asymétrie) et est constitué essen-55tiellement de la TIPP (taxe intérieure sur les produits pétroliers).Ce montant figure comme variable explicative pour les équationsde prix à la production et à la consommation. L’introduction de la50TIPP flottante est postérieure à la période d’estimation.4. On a par ailleurs réalisé des estimations sur l’équation enniveau. Les résultats sont qualitativement inchangés.5. La corrélation entre la TIPP et le trend est trop élevée pour45qu’on puisse identifier séparément les coefficients de ces deux1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000variables. On a donc exclu le montant des taxes pétrolières dela cible, son éventuel effet sur le prix hors taxes de long termeLecture : Le montant des taxes pétrolières pour 100 litres de étant capté par le trend. Maintenir dans la cible de long termesuper plombé était de 47 euros en 1989. à la fois un trend et le montant des taxes n’affecte pas les con-Source : IPVI. clusions obtenues pour la dynamique de court terme.
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représentée par la différence des fonctions deréponse correspondantes. Elle peut être décritesuivant deux dimensions : la durée pendantlaquelle l’asymétrie est statistiquement signifi-cative (c’est-à-dire pendant laquelle la diffé-rence des fonctions de réponses prend desvaleurs significativement différentes de zéro auseuil de 95 %), et l’amplitude de l’asymétrie.Afin de synthétiser cette information en lui con-férant une interprétation en termes de pouvoird’achat du consommateur, on construit lasomme actualisée des écarts de réponse auxchocs positifs et négatifs pour une même date.On interprète la valeur prise par cette sommeTpériodes après le choc comme la perte de pou-voir d’achat subie sur le poste considéré par unconsommateur dont l’utilité est une fonctiondécroissante du logarithme du prix (4).On calcule des intervalles de confiance pour lesfonctions de réponse parbootstrap(cf. encadré 3).
Encadré 2 (suite)L’équation estimée comprend, en dehors de la réac-tion du prix aval aux variations présentes et passéesdu prix amont et de la fiscalité, un terme auto-régres-sif, un terme de correction d’erreur, une indicatrice tri-mestrielle pour prendre en compte la saisonnalité et unrésidu supposé indépendamment et identiquementdistribué (iid). Afin d’évaluer une éventuelle asymétriedans la réaction du prix aval à ses déterminants, ondécompose leurs variationsXt en variations positives et variations négatives (6). Les variations dechacun des prix amont et aval se répartissent sur lapériode de façon équilibrée entre hausses et baisses.Les coefficients associés peuvent ainsi être estimés.En revanche, l’évolution de la fiscalité des carburantssur l’essentiel de la période ne permet pas d’estimerun coefficient associé aux réductions des taxes pétro-lières qui soit dissociable d’untrend (cf. graphique).Estimation des équations (I) et (II)Les variables qui apparaissent dans l’équation (I)comme déterminantes du niveau de long terme desprix aval sont non stationnaires. On cherche à testerl’existence d’une relation de cointégration entre cesvariables, ainsi que, le cas échéant, les coefficients dela relation de cointégration. On utilise pour ce faire letest de cointégration proposé par Shin (1994), dontl’hypothèse nulle est l’existence d’une relation de coin-tégration. La démarche est la suivante.L’estimation directe par les moindres carrés ordinairesde la relation cointégrante conduit à des estimateursinefficaces, du fait de l’endogénéité des variables expli-catives. On obtient un estimateur efficace en incluantdans les régresseurs les différences premières passéeset futures des variables explicatives. On calcule alors lastatistique de Kwiatkowski, Phillips, Schmidt et Shin
Quatre types de donnéesLlesadnoalnynséeespruétsileinstééeespplouusrlhaaumt,isseeernépœarutvisrseedneten quatre catégories : données internationales,données de prix à la production française d’hydro-carbures hors taxes (sortie de raffinerie), donnéesde prix à la consommation hors taxes (« prix à lapompe »), données de taxes pétrolières.Les données internationales (prix du Brent àRotterdam (5) en dollars et cours du dollar) sont4. Formellement , oùρest le taux d’escompte psychologique des ménages et etles fonctions de réponses du prix aval aux chocs positifs et néga-tifs sur le prix amont. La limite de cette série lorsque T est grandest alors une mesure de la perte de pouvoir d’achat à long terme.Sur des données mensuelles, on retientρ = 0.5. Il existe d’autres prix du pétrole brut que le prix du Brent à Rot-terdam. Le choix de l’un ou de l’autre n’affecte pas les résultats.
(statistique KPSS, 1992) pour tester la stationnarité desrésidus estimés. On choisit ici le noyau de Bartlett pourl’estimation de la variance de long terme. Ce test, trèssensible au nombre de retards qu’on prend pour le cal-cul de cette dernière, est néanmoins plus puissant quele test de Dickey-Fuller (Salanié, 1999).Au total, l’existence d’une relation de cointégrationn’est rejetée à 95 % que pour le supercarburantplombé, au stade de la transmission prix de produc-tion – prix du Brent.Dans tous les cas où l’existence d’une relation de coin-tégration n’est pas rejetée, munis des coefficientsΦcorrespondants, on estime par les moindres carrésordinaires les coefficients de la dynamique de courtterme de l’équation (II), ainsi que la force de rappel. Onchoisit le nombre de retards de la dynamique selon ladémarche suivante : on opère tout d’abord une présé-lection en retenant les spécifications qui conduisent àdes résidus indépendamment et identiquement distri-bués (test du maximum de vraisemblance LM). Lameilleure spécification est ensuite sélectionnée à l’aidedu critère d’information Hannan-Quinn (7).6. Cette spécification n’autorise pas l’existence d’asymétries àlong terme. Cette restriction, si elle n’est pas vérifiée par les don-nées, peut affecter la dynamique de court terme que l’on chercheà expliciter. Elle peut être relâchée en autorisant le coefficientθ àdifférer suivant que le logarithme du prix aval se situe au-dessusou en deçà de sa cible de long terme. Les estimations fondéessur cette spécification conduisent à des conclusions contrastéesquant à la persistance d’une asymétrie à long terme suivant lanature des produits et le stade de distribution. En revanche, lesconclusions de court terme ne sont pas affectées.7. Le nombre de retards retenu n’a pas d’impact sur la mesurede l’asymétrie. Les estimations menées avec deux retards pourtous les stades et tous les produits conduisent à des résultatsquasi identiques.
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Tableau 1Coefficients de l’équation (II) estimée sur la période 1989-2000Consommation/Brent Consommation/Prod. Prod./BrentGazole Super Fioul Gazole Super Fioul Gazole FioulTaux de croissance positifs 0,019 - 0,047 - 0,009 - 0,654 - 0,174 0,238du prix aval (1) (0,113) (0,114) (0,104) (0,115) (0,142) (0,168)Taux de croissance positifs - 0,059 - 0,401 0,132 - 0,028du prix aval (2) (0,099) (0,116) (0,135) (0,163)Taux de croissance positifs 0,147 0,240du prix aval (3) (0,122) (0,163)Taux de croissance négatifs 0,369 0,166 0,221 - 0,124 - 0,179 0,024du prix aval (1) (0,119) (0129) (0,104) (0,142) (0,174) (0,108)Taux de croissance négatifs - 0,216 0,031 - 0,210 - 0,288)du prix aval (2) (0,111) (0,100) (0,147) (0,104)Taux de croissance négatifs 0,055 - 0,217)du prix aval (3) (0,137) (0,101)Taux de croissance positifs 0,426 0,476 0,409 0,561 0,611 0,500 0,738 0,890du prix amont (0,048) (0,070) (0,055) (0,042) (0,053) (0,049) (0,075) (0,079)Taux de croissance positifs 0,160 0,353 0,190 0,712 0,195 0,058du prix amont (1) (0,069) (0,084) (0,082) (0,088) (0,094) 0,142)Taux de croissance positifs - 0,034 0,180 0,023 - 0,062du prix amont (2) (0,072) (0,105) (0,095) (0,143)Taux de croissance positifs - 0,090 - 0,238du prix amont (3) (0,092) (0,138)Taux de croissance négatifs 0,097 0,172 0,123 0,367 0,431 0,494 0,286 0,198du prix amont (0,060) (0,087) (0,070) (0,048) (0,063) (0,052) (0,096) (0,096)Taux de croissance négatifs - 0,009 0,053) 0,138 0,325 0,276 0,184du prix amont (1) (0,075) (0,099) (0,0667) (0,085) (0,091) (0,115)Taux de croissance négatifs - 0,024 0,118 0,129 - 0,020du prix amont (2) (0,074) (0,082) (0,093) (0,115)Taux de croissance négatifs 0,102 0,189du prix amont (3) (0,089) (0,121)Taux de croissance du montant - 0,065 0,054 - 0,191 - 0,035 - 0,043 - 0,420 - 0,030 0,360des taxes pétrolières (0,239) (0,506) (0,462) (0,177) (0,353) (0,349) (0,355) (0,643)Taux de croissance du montant 0,085 -0,084 - 0,205 0,139 0,073 0,507des taxes pétrolières (1) (0,250) (0,530) (0,182) (0,377) (0,383) (0,687)Taux de croissance du montant 0,239 0,057) - 0,396 - 1,220des taxes pétrolières (2) (0,240) (0,375) (0,399) (0,718Taux de croissance du montant 0,083 1,383des taxes pétrolières (3) (0,362) (0,645)Force de rappel - 0,361 - 0,183 - 0,300 - 0,284 - 0,018 - 0,148 - 0,402 - 0,321(0,064) (0,061) (0,047) (0,031) (0,054) (0,056) (0,057) (0,069)Hiver 0,0006 - 0,0008 0,0007 - 0,0002 0,0008 0,0002 0,0010 0,0007(0,0003) (0,004) (0,0003) (0,0002) (0,0003) (0,0003) (0,0004) (0,0005)Printemps 0,0002 - 0,0001 0,0002 0,0002 - 0,0005 0,0004 0,0001 0,0000(0,0003) (0,004) (0,0003) (0,0002) (0,0003) (0,0003) (0,004) (0,0005)Eté - 0,0006 0,0003 - 0,0011 0,0003 - 0,0003 - 0,0003 - 0,0015 - 0,0017(0,0003) (0,0004) (0,0003) (0,0002) (0,0003) (0,0003) (0,0004) (0,0005)Automne - 0,0009 0,0000 - 0,0003 - 0,0002 - 0,0002 - 0,0001 - 0,0004 0,0001(0,0003) (0,0004) (0,0003) (0,0002) (0,0003) (0,0003) (0,0005) (0,0005)Constante 1,643 1,879 2,249 1,358 2,131 2,319 0,444 0,080(0,197) (0,232) (0,231) (0,122) (0,133) (0,164) (0,288) (0,268)Logarithme du prix amont 0,678 0,630 0,567 0,773 0,610 0,586 0,862 0,961(0,039 (0,046) (0,046) (0,025) (0,028) (0,034) (0,058) (0,053Trend 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000(0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000)R20,746 0,598 0,579 0,843 0,823 0,824 0,657 0,732Durbin Watson 2,051 1,878 1,947 2,000 2,012 2,000 1,939 1,968Probabilité LM - 1 mois 0,226 0,158 0,715 0,729 0,589 0,528 0,634 0,615Probabilité LM - 2 mois 0,305 0,180 0,517 0,552 0,484 0,305 0,055 0,484Probabilité LM - 3 mois 0,502 0,147 0,390 0,608 0,608 0,502 0,078 0,477Probabilité LM - 12 mois 0,390 0,176 0,255 0,721 0,339 0,097 0,058 0,052Nombre de retards retenu 2 1 0 1 2 3 0 3Lecture : on a estimé par les Moindres Carrés ordinaires l’équation II. En ce qui concerne le fioul, une augmentation de 1 % du prix duBrent se traduit sur le prix à la production (au sortir de la raffinerie) par une hausse de 0,89 % (avec un écart-type de 0,079 %) instanta-nément, et une baisse au bout de trois mois de 0,238 % (avec un écart-type de 0,138 %).Toutes les estimations sont réalisées sur données mensuelles de janvier 1989 à juin 2000La non-autocorrélation des résidus est rejetée quand la probabilité LM est inférieure à 0,05La relation production/brent n'est pas reportée pour le super en raison du rejet de la cointégrationSources : Dimah, IPVI et base de données macroéconomiques (Insee).ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 359-360, 20027
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issues de la banque de données macroéconomi-ques (BDM) de l’Insee. Les prix de production(prix de sortie de raffinerie) sont issus de l’indicedes prix de vente industriels de l’Insee (IPVI),également disponibles dans la BDM. Les prix devente au détail hors taxes (prix à la pompe), sontissus de séries diffusées par la Direction desmatières premières et des hydrocarbures duministère de l’industrie (Dimah). Enfin, lesséries des montants de taxes pétrolières provien-nent également de l’IPVI (cf. encadré 4).Les estimations sont effectuées pour les troisproduits pétroliers raffinés pour lesquels on dis-pose simultanément du prix de production, desprix à la consommation et du montant destaxes : le supercarburant plombé, le gazole et lefioul domestique.Le graphique II montre les évolutions comparéesdes prix (en monnaie française par hectolitre) duBrent ainsi que des prix hors taxes à la productionet à la consommation. Pour ce dernier, on n’areprésenté que la série issue de la Dimah, les don-nées de l’IPC, disponibles depuis 1992 ne s’endistinguant que de manière négligeable.
L’ajustement à un choc est plusmarqué à la hausse qu’à la baisseLesestimleatsiuopnesrcoarnbturéatnémenéeslpdoourlegazole, t et le fiou mes-tique (cf. tableau 1) (6). On en tire quatre ensei-gnements principaux : tout d’abord, l’existence
Encadré 3
d’une tendance stochastique commune entre leslogarithmes du prix amont et aval et le trendn’est pas rejetée pour huit des neufs cas envisa-gés. Elle l’est en revanche pour la transmissiondu prix du Brent en euros au prix à la productiondu supercarburant plombé (7). D’autre part,l’indexation de long terme du prix aval sur leprix amont est comprise entre 0,6 et 1. Dans tousles cas, à l’exception de la chaîne production –Brent pour le fioul, l’égalité à un de l’élasticitéde long terme est rejetée au seuil de 95 %. Cerésultat est naturel puisque les produits pétro-liers ne sont que l’un des intrants dans les pro-cessus de production des deux stades de lachaîne. Troisième constat, les forces de rappelvers les cibles de long terme sont toujours signi-ficatives. Enfin, les dynamiques d’ajustement àcourt terme sont assez contrastées. Les coeffi-cients des taux de croissances instantanés sonttoujours positifs. Ils sont en outre significative-ment plus élevés (au seuil de 90 %) pour lesvariations à la hausse que pour celles à la baisse,à l’exception du stade consommation-produc-tion du fioul domestique.Une asymétrie vérifiée pour les troisproduitsToute l’information relative à la dynamiqued’ajustement des prix aval à des chocs sur le6. Les estimations sont réalisées de janvier 1989 à juin 2000,avant l’instauration de la Tipp flottante. Cette dernière a sansdoute modifié la formation des prix, ce qui est sans effet sur lemécanismes étudiés ici.7. Il n’y a donc pas de transitivité des tests de cointégration pour lesupercarburant. Ce résultat contraire à la théorie reste inexpliqué.
LEBOOTSTRAPLes résultats classiques sur la variance des estima- substituées à celles de e comme innovation deteurs sont sujets à caution car l’hypothèse de norma- l’équation (II) pour chaque date. On reconstruit ainsilité des résidus n’est vraie qu’asymptotiquement. une série de prix aval à l’aide de la dite équation et desL’intérêt dubootstrap est de permettre l’estimation de paramètres estimés. On reproduit l’estimation dela distribution des coefficients à distance finie sans l’équation (II) à partir des nouvelles séries. On calculerecourir à l’hypothèse de normalité des résidus (seule alors à partir des valeurs des coefficients estimés de lal’hypothèse que les résidus sont indépendants et iden- sorte les fonctions de réactions au choc sur le prixtiquement distribués est nécessaire). Le principe de la amont, ainsi que la perte de pouvoir d’achat corres-méthode consiste en la réalisation d’un grand nombre pondante (voir infra). On recommence cette opérationde tirages dans la loi des résidusε de l’équation (II) 10 000 fois pour garantir une convergence complète(cf. encadré 2). On construit ainsi une variable aléa- (1 000 itérations sont en fait suffisantes pour assurer latoireω qui a une probabilité égale à l’inverse du nom- robustesse des résultats). On obtient alors un intervallebre d’observations de prendre l’une des valeurs prises de confiance à 90 % pour l’asymétrie mesurée, ainsipar la variable aléatoireε. On approche ce faisant la loi que pour la perte de pouvoir d’achat (voir Hamil-inconnue deε par une loi équiprobable dont les valeurs ton(1994) pour une présentation formalisée duboots-sont celles prises parε. Les valeurs deω sont alorstrap).
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prix amont est contenue dans le tableau 1. Afin l’allure des fonctions de réponses n’est pas ende rendre cette information plus parlante, on théorie invariante à la taille du choc imposé. Onréalise deux séries de simulations fondées sur vérifie toutefois en réalisant des simulationsles coefficients contenus dans ce tableau. La pour une fourchette de valeurs des chocs com-première décrit séparément les réponses du prix prise entre 1 % et 100 %, que cette caractéristi-aval aux chocs positif et négatif affectant le prix que du modèle n’influe que de manière négli-amont. La deuxième donne la différence cumu- geable sur les résultats, et n’altère en rien leslée des réponses du prix aval aux chocs positif conclusions. Les résultats correspondent à unet négatif. choc permanent de 10 % sur le prix amont.Les fonctions de réponses séparées du prix aval La présence d’une asymétrie dans la transmis-(prix à la consommation ou à la production), sion des chocs à la hausse et à la baisse entre leaux chocs affectant les prix amont (prix à la pro- premier et le dernier stade est avérée de façonduction ou prix du Brent), constituent une illus- robuste pour l’ensemble des trois produits. Elletration directe du phénomène d’asymétrie. Le est beaucoup plus marquée entre les extrémitésmodèle estimé n’est pas linéaire, si bien que de la chaîne qu’au seul stade de la
Encadré 4
LES SOURCES DE DONNÉESLes prix à la production français hors taxes sont des des hydrocarbures du ministère de l’industrie (Dimah)agrégats construits pour le calcul de l’indice de prix de (3). Toute société qui distribue en métropole des car-vente industriel de l’Insee (IPVI). Les séries utilisées burants et des fiouls est tenue de déclarer ses prixproviennent de la banque de données macroéconomi- moyens nationaux (hors toutes taxes et toutes taxesques de l’Insee. Pour le supercarburant plombé et comprises) à la Dimah. Pour chaque produit, celle-cipour le gazole est intervenu en 1997 un changement calcule un prix moyen pondéré (par les parts de mar-de champ qui correspond à l’inclusion des ventes aux ché de chaque société déclarante) France entière,réseaux (1) dans le calcul des indices de prix. Une publié le lundi. On choisit à ce stade de se restreindrepériode de recouvrement entre les séries définies sur à une périodicité mensuelle afin de permettre la com-chacun des deux champs d’une longueur de vingt paraison avec les données de prix à la production.quatre mois permet de vérifier que la cohérence desdeux séries en taux de croissance est satisfaisante. On Les séries de montants de taxes pétrolières relativesles recolle en conséquence afin de disposer de la aux trois produits sélectionnés proviennent de l’IPVI.période d’estimation la plus longue possible, de janvier Elles sont disponibles depuis 1989. Ces taxes incluent,1986 à juillet 2000. La cohérence en taux de crois- outre la taxe intérieure sur les produits pétrolierssance des séries de prix des carburants hors et y com- (TIPP), les taxes suivantes :pris ventes aux réseaux, est nécessaire à l’interpréta-tion du prix de production donné par l’IPVI comme prix CPDC = comité professionnel de la distribution de car-amont du prix hors taxe à la pompe. Les raffineries burants.françaises sont la source principale d’approvisionne-mentencarburantdesdétaillants(81%en1999).LeIFFSPH==infsotnitdustfdraensçoauitsiednudpeéstrhoyled.rocarbures.résidu provient de l’importation de produits raffinés enprovenance de marchésspot(2). On dispose des montants par produits de ces taxesDeux sources de nature différente sont disponibles exprimés en monnaie française par hectolitre.pour les prix à la consommation hors taxes des pro-duits pétroliers (pour les carburants, on parlera parfoisde « prix à la pompe »). La première de ces sources est1. Le schéma traditionnel des ventes de carburants par lesl’indice des prix à la consommation de l’Insee (IPC). Onentrepositaires agréés se décompose en trois secteurs : lesdispose d’indices de prix hors taxes pour le supercar-négociantsrevendeurs,leslconsommateursnalslivrésenvracburant plombé, le gazole et le fioul domestique, calcu-edteledsisctroinbsuotimonm.aLteesursconnsaosmlivmraétseuprasrlliivnrtéesrmeéndviariarcedcuormépsreeanu-lés à partir de relevés de prix individuels effectuésnent essentiellement les sociétés de transport ou des grandsdans un ensemble de points de vente répartis sur lecomplexes industriels possédant des flottes de véhiculesterritoire de France métropolitaine. Ces séries ne sontimportantes. Le réseau de distribution comprend l’ensembledisponibles que depuis janvier 1992. Afin d’assurer lardeevsenstdaetiuornssinsteerrvviiceensnelinbtressurolueàmlaarcmhéaràqutrea.vLeresslneésgsotcaitiaonntssmeilleure concordance possible des données de prix àlibres et des stations rattachées aux moyennes surfaces. Lesla consommation avec ceux des prix de production etventes aux réseaux représentent 70 % des ventes de gazole etdu Brent, des séries de prix hors taxes à la consomma-plus de 90 % pour le supercarburant.tion pour les mêmes produits, ont été reconstituées de23..LOeùssséérciheasndgeelnItPaCujeotucrellleejsoudrelleasDpirmoadhuitcsoïrnafcidneéns.texacte-janvier 1985 à octobre 2000, à partir de sources dispo-ment sur la période commune 1992-2000. On ne considèrenibles auprès de la direction des matières premières etdonc par la suite que la seconde.
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consommation : elle apparaît plus importante à rapport à celles obtenues à partir de l’examenla production qu’à la consommation des seules fonctions de réponse. De plus, la(cf. graphiques II, III et IV). durée de persistance significative de l’asymétriea une forte amplitude et s’échelonne de un àLa deuxième série de simulations permet de douze mois. Enfin, la perte de pouvoir d’achatsynthétiser encore l’information contenue dans cumulée pour le consommateur persiste à longles fonctions de réponses séparées, en prenant terme de manière significative (8) pour le stadeen compte l’impact de la présence d’asymétries de la production et pour l’ensemble de la chaîne,sur le consommateur, au travers de l’indicateur mais pas pour le stade de la distributionde perte de pouvoir d’achat définisupra. On (cf. tableau 2).résume les résultats relatifs aux pertes de pou-voir d’achat par trois chiffres : l’amplitudemaximale atteinte par cette perte de façon signi-Gazole : la production explique plusficative au seuil de 95 % (en d’autres termes leles asymétries que la distributionmaximum de la borne inférieure de l’intervallede confiance correspondant) ; le nombre de La transmission des chocs sur le prix du Brentmois après le choc pour lequel ce maximum est présente as métrie satteint, c’est-à-dire le nombre de mois durant une y ignificative à 95 %lesquels l’asymétrie est significative ; l’ampli-tude de la perte significative au seuil de 95 % un8e.ffeCt,elraéssyulmtaéttrineepdoéucrorauilteêptraesimmédiatementduprécédent.éEnan après le choc.signicativeàlongterme.Onntienmsipstoerapiraes,smuraicselarépseurlttaetcduempuelrtee« à long terme ». L’objectif de l’analyse menée ici est en effet deLes conclusions relatives à la significativité et àtesterlexistencedasytmerétmriee.sLsignisceatievsetsmdeunraénetelandsyunamiquel’ampleur des asymétries sont inchangées parqduaejulastfeomrceentdederacpopuerltestsyméatrniqaluyeàlahausseetàlapbpaiosssaen.t
Graphique IÉvolution des prix du pétrole brut, du super à la production et à la pompeBase 100 en 19861.5
1.2
0.9
0.6
0.31985 1986 198 7 198 8 1989 1990 19 91 199 2 1993 1994 1995 1996 1997 1998 19 99 20 00
Pompe Dimah Production (IPVI) BrentLecture : comme les données de prix à la consommation et de pétrole brut sont exprimées en euros courants tandis que l’IPVI est unindice, les séries sont représentées en base 100 en janvier 1986.Sources : Dimah, IPVI et Banque de données macroéconomiques (Insee).
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