À quelles conditions les IDE stimulent-ils la croissance ?. IDE, croissance et catalyseurs dans les pays méditerranéens

À QUELLES CONDITIONS LES IDE STIMULENT-ILS LACROISSANCE ? IDE, croissance et catalyseurs dans les pays méditerranéensMarouane Alaya, Dalila NICET-CHENAF, Eric Rougier

De Boeck Supérieur | « Mondes en développement »

2009/4 n° 148 | pages 119 à 138 ISSN 0302-3052ISBN 9782704102938

Article disponible en ligne à l'adresse :--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------http://www.cairn.info/revue-mondes-en-developpement-2009-4-page-119.htm--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------

Pour citer cet article :--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Marouane Alaya et al., « À quelles conditions les IDE stimulent-ils la croissance ? IDE,croissance et catalyseurs dans les pays méditerranéens », Mondes en développement 2009/4 (n°148), p. 119-138.DOI 10.3917/med.148.0119--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------

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Mondes en Développement Vol.37-2009/4-n°148 119

DOI : 10.3917/med.148.119

À quelles conditions les IDE stimulent-ils la croissance ? IDE, croissance et catalyseurs

dans les pays méditerranéens Marouane ALAYA1, Dalila NICET-CHENAF

et Eric ROUGIER2 ans leur grande majorité les pays du sud et de l’est de la Méditerranée (PSEM)3 ont, par le passé, peu attiré les capitaux. À cela, on propose

généralement deux raisons. La première tient au fait que ces pays se défiaient des investissements directs étrangers (IDE) et ont longtemps privilégié des stratégies de substitution aux importations (Maroc, Turquie) ou d’industries industrialisantes (Algérie) qui ont conduit à une faible insertion internationale. La seconde est qu’ils ont longtemps souffert, en plus d’une faible productivité globale des facteurs (Youssef, 2004), d’instabilité macroéconomique, politique et institutionnelle. Depuis la fin des années 1980 et le début des années 1990, la perception des IDE par ces nations s’est fortement modifiée et on assiste à ce que Michalet (1999) nomme le "grand retournement". Se mettent en place progressivement des politiques de "séduction" qui indiquent que les dirigeants de ces pays lient, à présent, les IDE aux dynamiques de croissance. La quasi-totalité des PSEM tente aujourd’hui d’attirer les IDE par des "mesures incitatives" diverses et variées comme la stabilisation macroéconomique, des politiques de change et la signature d’accords de partenariat avec l’Europe, des mesures d’exonération fiscale ou la mise en place de zones franches, des privatisations sanctionnant le désengagement de l’État de certains secteurs d’activité, ou des réformes institutionnelles visant à l’amélioration du climat des affaires. La panoplie des mesures incitatives est désormais longue et il est pertinent, presque quinze ans après les accords de Barcelone de 1995 et vingt après le début des politiques d’attractivité dans la zone, de s’interroger sur l’efficacité de ces mesures en termes de dynamique de croissance. Selon Giovannetti et Ricchiuti (2006), il y a peu d’évidence empirique pour soutenir l’hypothèse de l’effet positif de l’IDE sur la croissance pour les pays sud

1 Université de Tunis et Université de Bordeaux. [email protected] 2 GRETHA, UMR 5113, Université de Bordeaux. [email protected], rougier@u-

bordeaux4.fr 3 Dix PSEM sont étudiés : Algérie, Tunisie, Maroc, Égypte, Jordanie, Israël, Palestine, Syrie,

Liban, Turquie.

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méditerranéens. Ils expliquent ce manque de certitude par la faiblesse des IDE en valeur absolue et relativement au PIB, et par les faiblesses structurelles de la croissance dans ces pays. Malgré les politiques d’attractivité agressives mises en place dans les PSEM, ces pays ne sont pas des terres de prédilection des IDE. La zone attire aujourd’hui autour de 2% des flux d’IDE mondiaux, contre 10% pour l’Amérique latine et près de 20% pour l’Asie. Ils captent, en pourcentage des flux mondiaux, moins d’IDE qu’en 1992, bien avant les Accords de Barcelone. Par exemple, en 1992, la Tunisie et le Maroc attiraient respectivement 0,35% et 0,25% du total mondial des IDE alors que ces chiffres n’étaient plus que 0,08% et 0,14% en 2007. Toutefois, les flux entrant au Maroc, en Tunisie et chez les gros récipiendaires que sont la Turquie, l’Égypte et Israël ont fortement progressé en valeur. Ils sont passés de 734 millions de dollars en 1990, en Égypte, à 11,576 milliards de dollars en 2007. Pour la Tunisie et la Turquie, ces chiffres sont respectivement de 88,7 millions et 684 millions en 1990 et 1,617 milliard et 22,2 milliards de dollars en 2007. Les politiques d’attractivité ont-elles ainsi permis d’attirer des IDE à des seuils suffisants pour déclencher des effets pro-croissance dans cette zone ? Si oui, par quels canaux de transmission passent ces effets ? S’interroger sur les conditions permettant aux IDE d’influencer positivement la croissance d’un pays consiste à analyser la façon dont l’impact des IDE sur la croissance est influencé par le niveau d’autres variables domestiques. En effet, il est possible d’imaginer que les flux d’IDE entrants n’exercent un rôle favorable sur la croissance qu’à la condition qu’ils soient combinés avec d’autres facteurs complémentaires. Ces variables complémentaires des IDE peuvent être les facteurs habituellement mobilisés pour expliquer la croissance, comme le travail, le capital et le progrès technique, et, selon l’expression de Fontagné et Guérin (1997), des catalyseurs de la croissance, comme l’insertion commerciale, le niveau du capital humain, les infrastructures, la taille du secteur bancaire et financier. Seuls, ces facteurs sont moins efficaces pour stimuler la croissance que lorsqu’ils sont combinés à d’autres. L’objectif de cet article est de vérifier, dans la mesure où les facteurs identifiés dans la littérature comme complémentaires aux IDE (ouverture commerciale, dépenses d’infrastructure, capital humain, développement financier) sont mobilisés dans les politiques d’attractivité, s’il est possible d’établir un lien, dans le cas des PSEM, entre les flux d’investissements reçus, les dynamiques de ces variables structurelles et les dynamiques de croissance. Nous montrons, en particulier, que certains facteurs structurels ont une influence positive sur la capacité des IDE à générer plus de croissance, mais également que les IDE amplifient les effets de certains de ces facteurs sur la croissance. Une revue de la littérature sur ces questions est proposée dans la partie 1. Elle précède une analyse économétrique des interactions entre l’IDE et les dimensions structurelles qui peuvent lui être complémentaires dans ses effets sur la croissance. Dans la partie 2, nous présenterons notre modèle et les méthodes d’estimation utilisées. Puis les résultats obtenus sur la zone et les commentaires seront présentés dans la partie 3.

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1. À QUELLES CONDITIONS LES IDE STIMULENT-ILS LA CROISSANCE ?

Dans la littérature théorique, l'IDE reçu est supposé stimuler la croissance de l’économie d’accueil à plusieurs niveaux. Directement, d’abord, par sa contribution à la valeur ajoutée et par les gains de productivité que génèrent les transferts de technologie qui s’opèrent à destination des entreprises locales rachetées ou intégrées dans les chaines de production. Mais au-delà de ces effets directs sur la production et sur la modernisation des équipements productifs, les IDE peuvent avoir des effets positifs plus indirects sur les entreprises du pays d’accueil et leur productivité. Ceux-ci transitent par les reports de technologie ou de connaissance (spillovers) qu’ils entraînent via les relations d’approvisionnement et de fourniture avec des firmes locales (effets de report verticaux), via la formation de la main-d’œuvre qui peut profiter à des entreprises locales du fait du turn-over, ou, enfin, via la réduction des coûts d’information et de transaction facilitant l’accès aux marchés mondiaux pour les firmes locales partenaires des filiales étrangères (effets de report horizontaux). Ces avantages dynamiques sont indispensables pour que l’IDE agisse positivement, et surtout durablement, sur la croissance et le développement industriel. Toutefois, un certain nombre de conditions doivent être réunies pour que ces effets de report soient effectifs, parmi lesquelles des capacités d’absorption suffisantes dans le pays d’accueil, afin que les firmes locales puissent vraiment bénéficier de ces effets de report technologiques, informationnels ou organisationnels. De plus, il est possible que les effets négatifs de court terme liés à la concurrence des filiales étrangères pour les entreprises domestiques ne soient jamais compensés par des effets positifs suffisamment importants si les IDE reçus sont peu porteurs d’effets de report. Dans la littérature empirique, la question des effets des IDE sur la croissance (Mainguy, 2004 ; Crespo et Fontoura, 2007) a été traitée selon trois types d’approches. La première se concentre sur une relation univoque allant de l’IDE vers la croissance. Les investissements étrangers y ont le statut de variable exogène à côté d’autres catalyseurs directs de la croissance (Dutt, 1997, ou sur les PSEM, Bouklia-Hassane et Zatla, 2001). Les modèles utilisés sont généralement linéaires et sans prise en compte ni des feedbacks, ni des interactions possibles entre variables explicatives. Ils mesurent donc l’effet total des IDE sur la croissance, une fois contrôlés les effets simultanés des autres déterminants de l’accroissement du PIB. Leur défaut est qu’ils ne peuvent pas distinguer les canaux de transmission indirects, via, notamment, les reports technologiques et informationnels, des effets directs de l’IDE sur la valeur ajoutée nationale. Certains travaux enrichissent cette approche en introduisant des variables interactives qui permettent de poser la question des conditions qui favorisent l’apparition d’effets positifs des IDE (Borensztein, De Gregorio et Lee, 1998). Or, ces conditions renseignent sur les canaux de transmission des effets indirects des IDE sur la croissance. Si davantage de capital humain augmente les effets positifs des IDE sur la croissance, c’est que ces derniers

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génèrent des externalités d’apprentissage profitant à l’ensemble des firmes de l’économie d’accueil. Cette approche permet également de définir les capacités d’absorption qui sont nécessaires à l’apparition d’effets positifs des IDE sur la croissance. Mais elle ne peut ni traiter les relations réciproques entre croissance et IDE, ni tenir compte des feedbacks dynamiques entre les IDE et l’insertion commerciale, le capital humain ou les infrastructures qui peuvent alimenter la croissance via des gains d’attractivité endogènes. Les résultats de ces analyses sont à la fois assez contradictoires et peu robustes, car très sensibles aux spécifications retenues. UNCTAD (1999) et Ram et Zhang (2002) détectent ainsi une liaison positive entre IDE et croissance mais qui disparaît sur certaines spécifications4, ou pour certaines variables utilisées pour mesurer les flux d’IDE. Dutt (1997) ne trouve aucune relation significative entre les deux variables, pas plus que Carkovic et Levine (2005) qui, sur une période et un échantillon différents et en corrigeant le biais de simultanéité classique entre investissement et croissance, ne trouvent aucun résultat robuste. En revanche, l’introduction de la dimension temporelle et le contrôle des effets fixes pays améliorent la qualité du modèle estimé et font apparaître des résultats positifs et significatifs sur les analyses en panel de Li et Liu (2005) qui tiennent compte de la réciprocité entre les deux variables, grâce à une estimation en équation simultanées. Pour les PSEM, les analyses empiriques montrent que les effets des IDE sur la croissance ont été plutôt décevants. L’IDE a un effet sur la croissance non significatif pour Bouklia-Hassane et Zatla (2001), faiblement significatif et négatif pour Sadik et Bolbol (2001), Darrat et al. (2005) ou Meschi (2006), rarement positif pour Bouklia-Hassane et Zatla (2001). Ces travaux attribuent généralement de tels résultats à la forte concentration des IDE dans les secteurs de l’énergie, du textile et du tourisme, qui produisent peu d’effets de report technologique (Sadik et Bolbol, 2001 ; Meschi, 2006), ou à une grande vulnérabilité des taux de croissance de certains pays (notamment l’Égypte et le Maroc) aux facteurs externes (Sadik et Bolbol, 2001). Il existe donc une incertitude sur les effets nets des IDE sur la croissance puisque la capacité des IDE à accélérer la croissance dans le pays d’accueil n’est pas fermement soutenue par les analyses les plus agrégées. Toutefois, certaines de ces analyses cherchent à montrer comment les effets agissent de façon indirecte sur la croissance, grâce à l’insertion internationale accrue ou l’amélioration des niveaux de qualification de la main-d’œuvre locale qu’ils provoquent. Ceci revient à identifier le jeu des complémentarités avec d’autres facteurs rendant les IDE plus efficients encore en termes de croissance. Selon Blomström, Lipsey et Zejan (1994) les IDE n’ont d’effet positif sur la croissance que pour les pays les plus développés. Des analyses transversales plus agrégées ont récemment permis de mesurer l’importance de ces capacités

4 Parmi elles, on trouve le niveau de PIB par tête, les niveaux d’éducation, le ratio

d’investissement domestique, l’instabilité politique, les termes de l’échange, la prime de marché noir et le niveau de développement financier (UNCTAD, 1999).

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d’absorption sur des ensembles plus vastes de pays. Borensztein, De Gregorio et Lee (1998), étalonnant la capacité d’absorption technologique par le niveau de développement humain du pays récepteur, montrent que l'IDE n’a d’impact positif que si le niveau de scolarisation de la population dépasse un seuil donné5. Li et Liu (2005) confirment ce résultat sur des données de panel annuelles pour la période 1970-1999, en corrigeant les biais liés à l’endogénéité des IDE dans l’explication de la croissance. Pour Lipsey (2000), le ratio IDE/PIB, combiné au niveau d’éducation, est un facteur déterminant de l’augmentation du revenu réel par tête des pays en développement entre 1970 et 1995, bien que cet effet positif soit moins marqué que chez Borensztein, De Gregorio et Lee (1998). De Mello (1999), Lipsey (2000), Görg et Greenaway (2004) et Xu (2000) montrent que plus l’écart technologique entre les firmes du pays d’origine6 et d’accueil est important, plus l’impact de l’IDE sur l’économie destinataire est réduit. L’hypothèse d’un seuil de capacités d’absorption des IDE a été contestée par Carkovic et Levine (2005) qui ne peuvent conclure à un effet significatif et robuste de l’IDE sur la croissance économique car cet effet change de signe et devient négatif lorsqu’ils introduisent une variable d’interaction entre l’IDE et le niveau d’éducation. Bende-Nabende, Ford et Slater (2001) montrent, pour leur part, que les effets de long terme des IDE sur le produit national sont positifs pour la Thaïlande et les Philippines, alors qu’ils sont négatifs pour le Japon et Taiwan qui ont des capacités d’absorption probablement supérieures. Ces résultats obtenus sur des données macroéconomiques sont convergents avec ce qu’a montré Sjoholm (1999) sur données microéconomiques : les possibilités de report technologique augmentent avec l’intensité de l’écart technologique, et non l’inverse. Mais, d’autres facteurs complémentaires des IDE ont pu être identifiés. À partir d’un modèle sans feedback avec variables interactives, Hermès et Lensink (2003) et Alfaro, Chandra, Kalemli-Ozcan et Sayek (2004) ont mis en évidence le rôle de catalyseur que joue le développement financier pour amplifier les effets de report des IDE sur l’économie d’accueil. Le degré d’ouverture commerciale et la stratégie d’insertion internationale suivie par le pays d’accueil comptent également puisque Balasubramanyam, Salisu et Sapsford (1996) ont validé l’hypothèse selon laquelle les pays qui pratiquent des stratégies de promotion des exportations convergent plus vite, grâce eux IDE, que ceux qui pratiquent la substitution aux importations. Les synthèses récentes sur ces questions (Levasseur, 2002 ; Mainguy, 2004 ; Crespo et Fontoura, 2007 ; Nurbel et Ahamada, 2008) identifient des listes plus ou moins resserrées de catalyseurs des effets des IDE sur la croissance qui incluent aux côtés de l’éducation et de la distance technologique, l’ouverture commerciale, le développement financier et institutionnel, la stabilité macroéconomique et les infrastructures qui participeraient à la définition élargie des capacités d’absorption d’une économie.

5 Ils admettent aussi que l'IDE contribue à l’accumulation du capital humain via la formation

des travailleurs requise pour l’utilisation des nouvelles technologies. 6 Les États-Unis pour Xu (2000).

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Toutefois, ces résultats ne tiennent compte ni des feedbacks de la croissance vers les IDE, ni de l’endogénéité possible de l’IDE à certains facteurs de la croissance tels que l’ouverture commerciale, les infrastructures, le niveau d’éducation ou la stabilité macroéconomique. Une dernière limite des travaux de la première approche est qu’ils ne peuvent pas comparer les effets de diversion horizontaux sur l’investissement domestique et les effets d’entrainement verticaux des firmes locales afin d’évaluer les effets nets des IDE sur la croissance. Les modèles de Rodriguez-Clare (1996) ou de Markusen et Venables (1999) ont montré que les IDE participent au développement industriel, essentiellement à travers les effets d’entraînement qu’ils ont sur l’activité et la productivité des firmes locales. Ces effets positifs transitent soit par des relations de marché (approvisionnement, sous-traitance), soit par des externalités hors marché. Une deuxième approche, plus microéconomique, a consisté à mesurer au niveau de firmes ou de secteurs les effets de report technologique des IDE sur l’efficacité des firmes locales. Bien que ces effets de report ne soient pas faciles à mesurer, les analyses empiriques ayant adopté cette méthodologie ont accumulé des preuves de leur existence, avec toutefois des débats persistants sur leur importance et leur magnitude réelle (Blomström, Globerman et Kokko, 2000). De nombreuses études empiriques ont montré, de façon assez robuste pour les pays développés, que la productivité des firmes domestiques est positivement corrélée à la présence de firmes étrangères dans le secteur (Lim, 2001, 5). Les résultats sont plus mitigés pour les pays en développement. La preuve d’effets de report significatifs a été faite dans le cadre d’études menées au niveau des firmes par Aitken, Hanson et Harrison (1997), Blomström (1986) et Kokko (1994) au Mexique, Blomström, Kokko et Zejan (1994) en Uruguay, Sjoholmn (1999) et Blalock (2001) en Indonésie, Batra et Tan (2002) pour la Malaisie, et Javorcik (2004) sur l’industrie manufacturière. Dans ces études l’intensité des contacts avec des firmes étrangères le long de la chaîne de valeur est au moins aussi importante que le nombre de firmes étrangères présentes dans le secteur d’activité domestique. Le turn-over des travailleurs entre les firmes étrangères et locales explique une partie des effets de report identifiés au niveau des firmes. C’est ce que montrent Djankov et Hoekman (2000) sur les firmes tchèques, Batra et Tan (2002) pour la Malaisie, où les firmes multinationales procèdent à des transferts technologiques à destination des firmes locales via la formation de leurs salariés et la transmission de connaissances leur permettant d’améliorer la qualité et la réactivité de leur offre. Enfin, un troisième vecteur d’effets de report est identifié par Aitken, Hanson et Harrison (1997) lorsqu’ils établissent que les firmes mexicaines bénéficient d’effets de report en termes d’accès aux marchés mondiaux via les firmes étrangères avec lesquelles elles sont en contact. Aitken et Harrison (1999) pour les années quatre-vingt et le Venezuela, Haddad et Harrison (1993), puis Harrison (1996) pour le Maroc, Konings (2001) pour la Pologne, la Bulgarie et la Roumanie, ou Djankov et Hoekman (2000) sur les firmes tchèques trouvent peu de preuves empiriques de l’existence de reports technologiques aux firmes

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locales, alors que les joint-ventures y affichent des performances de productivité supérieures à celles des firmes locales. Plus récemment, Bouoiyour et Toufik (2007) ont montré que l’ouverture commerciale et les IDE ont pu exercer un impact positif et significatif sur la productivité des firmes marocaines dans les seuls secteurs de basse technologie car ils s’y accompagnaient réellement d’un renforcement des qualifications de la main-d’œuvre. Harrison (1996) et Javorcik (2004) suggèrent que l’effet des IDE sur la productivité peut être négatif à court terme en raison des conséquences de la perte de parts de marché local des firmes domestiques. Alors que la plupart de ces travaux suggèrent que les capacités d’absorption technologique du pays récepteur sont cruciales pour catalyser les effets des IDE sur la croissance (Nurbel et Ahamada, 2008), l’incertitude empirique quant à la nature des effets nets des IDE sur la croissance reste importante. La troisième et dernière approche considère ainsi qu’il existe une relation bijective (feedback) entre les IDE et la croissance. Les IDE permettent la croissance qui devient à son tour facteur d’attractivité aux IDE (Li et Liu, 2005). Certains de ces travaux enrichissent la modélisation des relations d’endogénéité en supposant qu’au-delà de la relation bijective entre les IDE et la croissance, se mettent en place d’autres relations de feedback entre les IDE et certains catalyseurs de la croissance comme le capital humain. Cette approche utilise soit des systèmes structurels d’équations simultanées permettant de modéliser les effets de feedback, soit des modèles récursifs qui distinguent les effets directs des différentes variables explicatives de la croissance de leurs effets indirects. Les rares travaux concernant l’attractivité et les effets des IDE sur la croissance dans le cadre d’équations simultanées mettent en évidence une relation réciproque pour certains pays (Bende-Nabende, Ford et Slater, 2001) et pour certaines périodes (Li et Liu, 2005). L’endogénéité des IDE aux autres facteurs de la croissance n’est abordée que par Bende-Nabende, Ford et Slater (2001) sur les pays du Sud-Est asiatique et par Alaya, Nicet-Chenaf et Rougier (2008) sur les PSEM. Les premiers montrent que les facteurs traditionnels de l’attractivité tels que les infrastructures, la libéralisation commerciale ou le capital humain ont une influence positive sur les entrées d’IDE, suggérant des boucles de causalité endogène entre l’IDE, la croissance et les facteurs communs à la croissance et à l’attractivité. Alaya, Nicet-Chenaf et Rougier (2008) confirment cette hypothèse dans le cadre d’un modèle à équations simultanées qui intègre explicitement cette relation et qui tient compte de l’endogénéité des catalyseurs de la croissance aux flux d’IDE. Leur modèle montre que les IDE influent positivement sur la croissance des PSEM à travers la stimulation du capital humain et des exportations. Cependant, aucun de ces travaux ne distingue l’ampleur des effets directs des différents facteurs de la croissance de leurs effets indirects (via les IDE), ou les effets directs des IDE sur la croissance de leurs effets indirects via les catalyseurs. Notre investigation empirique centrée sur le PSEM met en évidence, d’une part, les conditions auxquelles les IDE favorisent la croissance et, d’autre part, la façon dont ils conditionnent les effets des catalyseurs sur la croissance.

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Comme Bouklia-Hassane et Zatla (2001), Sekkat (2004) ou Elmawazini (2007) ont invoqué la faiblesse des capacités d’absorption des PSEM pour expliquer la faiblesse des liens IDE/croissance, nous nous placerons dans la première approche méthodologique et introduirons des variables interactives dans un modèle linéaire, afin de mesurer les interactions entre les variables d’intérêt. 2. LES CANAUX DE TRANSMISSION DES EFFETS

DES IDE DANS LE CAS DES PSEM : UN MODÈLE AVEC VARIABLES INTERACTIVES

Pour tester l’existence "d’effets combinés aux IDE", nous utiliserons un ensemble de variables interactives qui mesurent le lien entre l’IDE et les autres déterminants supposés de la croissance7. Nous partons d’une équation de croissance du type :

Log (Yit) = Ψ Xit + Π Zit + fi + εit (1) Avec Yit le PIB par tête PPA du pays i à l’instant t et Xit et Zit les ensembles de variables de contrôle à la période t pour le pays i. fi représentent les effets fixes spécifiques à chaque pays et εit est l’erreur de spécification. En suivant Durlauf, Johnson et Temple (2004), nous distinguons deux familles de variables de contrôle. Le vecteur Xit contient des variables incluses dans le modèle de Solow augmenté, à savoir le taux d’investissement domestique (hors IDE) par le biais de la variable (FBCF) et le capital humain, mesuré par le taux d’inscription en deuxième cycle (humain)8. Le vecteur Zit inclut, pour sa part, les variables d’intérêt, à savoir IDE, indicateurs de réformes structurelles, dont certaines sont également des catalyseurs des effets des IDE sur la croissance. Nous supposons que peut être considéré comme un catalyseur de croissance9 tout ce qui permet une meilleure circulation de l'information et une amélioration de l’incitation à investir, comme l'état des infrastructures, et tout ce qui facilite les transferts de technologie, comme l'ouverture commerciale des économies et les investissements directs étrangers. Les dépenses publiques peuvent être un facteur de croissance à travers les infrastructures publiques, car elles permettent d’améliorer la productivité des entreprises privées. Mais le poids des dépenses publiques (en % du PIB) (Dépenses publiques) peut avoir un signe incertain, selon que les externalités qu’elles exercent sur la productivité de l’investissement privé seront, ou non, compensées par les effets négatifs de la fiscalité (Barro, 1990). Pour distinguer les dépenses publiques selon leur nature nous introduisons une 7 Nous n’intégrons pas de feedback de la croissance vers les IDE. Pour ce type de

modélisation, voir Li et Liu (2005) ou Alaya, Nicet et Rougier (2008). 8 Les indicateurs plus pertinents, comme le nombre d’années de scolarisation secondaire

(Barro et Lee, 2000), sont soit indisponibles, soit incomplets pour de nombreux pays. 9 De meilleures institutions et un système administratif plus efficace sont aussi des catalyseurs

des effets des IDE sur la croissance, notamment en ce qu’ils facilitent les investissements domestiques qui seraient complémentaires aux IDE. Mais ils sont, surtout, des facteurs d’attractivité des IDE et, à ce titre, ils sortent légèrement du champ de cette étude.

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variable d’infrastructures (Infrastructure)10. Le taux annuel d’inflation mesure la répression financière (Inflation), alors que le ratio M2/PIB (Développement financier) qui, renseignant sur la "profondeur" du système bancaire et financier, est depuis King et Levine (1993) utilisé dans la littérature empirique comme un proxy du développement bancaire et financier11. L’inconvénient de cette dernière variable est qu’elle mesure autant la création monétaire que le développement du système financier. Mais, les causes (Dépenses publiques) et les conséquences (Inflation) du seigneuriage étant contrôlées dans l’estimation du modèle, le coefficient du ratio des liquidités sur le PIB est supposé rendre compte de la taille du système financier à destination des acteurs privés, pour un niveau donné de l’offre de monnaie à destination de l’État. L'ouverture commerciale (Ouverture) est mesurée de façon traditionnelle par le taux d’ouverture ((Exportations + Importations)/2PIB). Enfin, nous introduisons les flux d’investissements directs par la variable (IDE) qui comptabilise les entrées nettes d’IDE en pourcentage du PIB. Le modèle de base (1) est sans retard et sans effet retour de la croissance sur les IDE (Li et Liu, 2005 ; Alaya, Nicet-Chenaf et Rougier, 2008). Dans le modèle de base (1) nous incluons des variables interactives VIAit qui permettent d’appréhender les conditions qui autorisent les IDE à jouer pleinement un rôle positif sur la croissance :

Log (Yit:) = Ψ Xit + Π Zit + Φ VIAit + fi + εit (2) Nous avons introduit successivement six variables interactives. HumIDE (Humain*IDE) permet de mesurer la capacité d’absorption des connaissances véhiculées par les IDE. OuvertureIDE (Ouverture*IDE) capte l’effet de l’ouverture commerciale sur la relation IDE-croissance. Enfin, InflaIDE (Inflation*IDE) et FinancierIDE (Développement financier*IDE) mesurent l’influence de la stabilité macroéconomique et du développement financier. FBCFIDE (FBCF*IDE) permet de mesurer les complémentarités entre les IDE et l’investissement domestique12. Cette technique permet de mesurer, dans un premier temps (3.1.), la façon dont l’effet des IDE sur la croissance est modulé par l’interaction avec chaque dimension de l’environnement structurel de l’investissement. Dans un second temps (3.2.), la variable IDE a été retirée

10 L’indicateur combine le pourcentage de routes goudronnées (indicateur de structure) et les

pertes du réseau électrique en pourcentage du PIB (indicateur de qualité). L’absence de corrélation entre les deux variables a confirmé qu’il n’était pas redondant de les utiliser toutes deux dans l’indicateur. Puis, une analyse de données a été réalisée entre le pourcentage de routes goudronnées et l’inverse des pertes du réseau électrique en pourcentage du PIB, afin que les variables agissent dans l’indicateur dans le même sens et puissent être aisément interprétées. Les coordonnées des observations pour chaque pays à chaque période (normalisées) ont été utilisées comme valeur de l’indicateur. Plus l’indicateur a une valeur proche de 1 et plus les infrastructures sont développées. Les données proviennent de la Banque mondiale.

11 Selon Levine, Beck et Loayza (2000), à défaut de mesurer la qualité de l’allocation du capital, cet indicateur renseigne sur le degré de développement quantitatif du système financier.

12 La variable interactive de l’infrastructure ne donne pas de résultat satisfaisant.

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du modèle, ce qui redonne plus de significativité aux variables interactives et permet d’isoler la façon dont les investissements étrangers modulent l’impact sur la croissance qu’ont les réformes structurelles menées dans les PSEM. Les modèles (1) et (2) ont été testés dans le cadre d’un modèle GLS (moindres carrés généralisés) à effets fixes sur la période 1975-2004 pour un échantillon de huit pays méditerranéens (Algérie, Égypte, Jordanie, Liban, Maroc, Syrie, Tunisie, Turquie)13. Les résultats sont présentés dans la partie suivante. 3. RÉSULTATS Nous proposons une analyse empirique en deux temps. Tout d’abord, nous identifions les variables qui ont pu jouer le rôle de catalyseurs des effets des IDE sur la croissance de 1975 à 2004 dans le cas des PSEM. Ensuite, nous montrons que les progrès en termes d’attraction des IDE ont pu jouer un rôle de catalyse dans la capacité des réformes structurelles menées par les PSEM depuis les années quatre-vingt à générer de la croissance. 3.1 Quels sont les catalyseurs des effets des IDE sur la

croissance dans les PSEM ? Pour éviter des problèmes de régressions fallacieuses, nous avons effectué des tests de stationnarité de données de panels partant des tests Dickey-Fuller Augmenté (ADF), Phillips-Perron (PP) et Levin, Lin & Chu (LLC)14. Les variables Développement financier et Dépenses publiques étant intégrées d’ordre 1, elles sont introduites dans la spécification du modèle en différence première (Annexe 1). De même, les tests de Fisher effectués dans chacun des modèles GLS (avec ou sans interactive) indiquent que le modèle à effets fixes peut être préféré à de simples modèles MCO et donc que la spécificité des pays, appréhendée par les coefficients (fi), doit être considérée dans l’analyse15. Une estimation robuste est proposée dans chacune des estimations puisque l’hétérogénéité de l’échantillon a été contrôlée avec la méthode de White. Les résultats de l’estimation du modèle (1) figurent dans le tableau 1. La colonne (1.1) montre que le coefficient estimé pour des variables comme les IDE, le capital humain, l’investissement domestique, le taux d’ouverture et les infrastructures est significatif et positif (signe attendu) et indique l’existence d’effets directs de chacune de ces variables sur la croissance. La variable rendant compte du degré de développement bancaire et financier est 13 Hormis les données sur le Capital Humain (UNESCO, Statistical Yearbooks), toutes les

autres données (Croissance, dépenses publiques, IDE, indice du coût de la vie, infrastructure, investissement domestique, M2, taux d’ouverture) sont tirées des WDI 2007.

14 Une variable a été considérée comme stationnaire si au moins deux tests prouvent qu’elle ne possède pas de racine unitaire.

15 Les effets fixes se trouvent dans l’annexe 2. Pour les gros récipiendaires, comme la Turquie et l’Égypte ces effets sont positifs, ce qui indique que leurs spécificités non observées ont plutôt des effets positifs sur la croissance. Le Maroc et la Syrie présentent également des effets fixes positifs mais leur valeur est faible. Les autres pays ont des effets fixes négatifs.

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significative et négative. Mais son expression en différences premières mesure les variations du ratio de liquidités, ce qui suggère que la croissance est d’autant plus faible que l’accélération de M2/PIB a été forte et que le développement financier a pu se faire brusquement, notamment via l’ouverture brutale du compte de capital et la disparition du contrôle des changes16. Enfin, l’instabilité macroéconomique, mesurée par l’inflation et la variation des dépenses publiques17, a bien une influence négative sur le processus de croissance, en ce sens qu’elle entrave la compétitivité extérieure de ces pays. Tableau 1 : Estimations des déterminants de la croissance du PIB sur 1975-2004

***1%; ** 5/%, *10%.

Modèle GLS simple (1.1)

F(6, 182) = 5.85 Prob > F = 0.0000

R2 = 0.52

Modèle GLS avec interactive (1.2)

F(6, 187) = 6.04 Prob > F = 0.0000

R2 = 0.53Coefficients (t-student)

Coefficients (t-student)

Constante -13.9688*** (-4.1441)

-13.0002*** (-3.9366)

IDE 0.2134* (1.7311)

-0.596729 (-1.3408)

Humain 0.1374*** (4.4234)

0.1058*** (2.9545)

Ouverture 0.1342*** (2.6688)

0.1399*** (2.9181)

FBCF 0.1765*** (3.3537)

0.1885*** (3.6179)

Développement financier -0.2871*** (-4.2737)

-0.3085*** (-4.5262)

Dépenses publiques -0.1360*** (-3.2528)

-0.1294*** (-3.1112)

Infrastructure 11.6235** (1.8911)

13.5023*** (2.2512)

Inflation -0.0577*** (-2.4685)

-0.0558*** (-2.4661)

IDE * Humain __ 0.0125** (1.9859)

F test/H0 : tous les fi=0 F(11,182) = 4.002 F(11,182) = 4.332

16 Dont les effets négatifs ont été soulignés par Rodrik (1998) et Stiglitz (2000). Les travaux

économétriques de Klein et Olivei (1999), Arteta et al. (2001), Edison et al. (2002) ont bouleversé le consensus qui existait depuis King et Levine (1993) autour des effets positifs du développement financier sur la croissance en remettant en question la significativité de la relation. Edward (2001) et Klein (2003) ont montré que pour les pays les plus pauvres et les moins bien dotés au niveau institutionnel, le développement financier peut réduire la croissance. Nombre de PSEM sont dans ce cas car ayant subi les programmes d’ajustement structurel, ils ont entamé une libéralisation de leur économie sans que les institutions politiques et économiques aient été suffisamment améliorées (Noland et Pack, 2007).

17 Il est possible que la place importante qu’occupe le secteur public dans les besoins de financement de la plupart des PSEM rende l’indicateur de développement bancaire et financier très sensible aux déséquilibres des finances publiques.

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Partant de ce modèle de référence, nous avons testé six modèles différents dans lesquels nous avons à chaque fois introduit une des variables interactives définies précédemment. Seule l’estimation (1.2) intégrant l’interactive sur le capital humain donne des résultats significatifs. Ils indiquent que lorsqu’on introduit simultanément l’IDE, le capital humain et leur produit dans l’équation de la croissance, le coefficient de l’IDE est non significatif, alors que le terme interactif est positif et significatif18. Ce résultat confirme pour les PSEM celui que Borensztein, De Gregorio et Lee (1998) ont obtenu à partir d’un plus grand nombre de pays et de méthodes d’estimations différentes. Il suggère que les effets de complémentarité du capital humain et des IDE sur la croissance sont finalement assez forts dans le cas des PSEM. Ces résultats indiquent donc que la croissance est un peu plus sensible aux IDE lorsque le pays récepteur est capable d’absorber les connaissances intégrées dans les investissements étrangers grâce à des niveaux suffisants de capital humain. Les infrastructures, l’ouverture commerciale ou le développement financier ne modulent pas significativement l’impact des IDE sur la croissance des PSEM sur cette période19, alors que ces variables ont toutes individuellement un effet direct sur la croissance, comme le montre la colonne (1.1) du tableau 1. Ceci signifie qu’il n’y a pas nécessairement de complémentarité entre les effets des IDE sur la croissance et ces dimensions structurelles sur les pays étudiés. Même si elles peuvent affecter les entrées d’IDE, puisqu’elles constituent des facteurs de l’attractivité, ou bien avoir un effet sur la rentabilité microéconomique des investissements étrangers, elles n’ont pas d’influence significative sur l’intensité des effets directs et indirects des IDE sur la croissance de l’économie d’accueil. Ce résultat pourrait suggérer que leurs niveaux d’infrastructure, d’intégration commerciale et de développement financier sont encore insuffisants pour démultiplier les effets directs des IDE sur la croissance. Mais ceci peut s’expliquer, également, par la nature des IDE reçus par les PSEM qui, lorsqu’ils se portent sur le secteur de l’énergie ou des services, produisent peu d’effets de report et ne créent pas de valeur ajoutée avant réexportation (Sadik et Bolbol, 2001). Lorsqu’ils sont enclavés et extravertis, comme c’est le cas des IDE verticaux dans les zones spéciales de réexportation, ou lorsqu’ils concernent les services (privatisations) ou l’énergie, les IDE reçus par les PSEM ont peu d’effets sur le tissu productif local, notamment à travers les complémentarités amont ou aval, ce qui limite la capacité des infrastructures à amplifier les effets

18 L’introduction de variables interactives génère un problème de colinéarité dans les

estimations qui se solde, parfois, par la non-significativité de l’une ou l’autre des variables d’intérêt. Dans les estimations du modèle (1), l’IDE seul est généralement peu significatif dans les estimations avec variable interactive, ce qui confirme la faible significativité de cette variable dans l’estimation de base (1.1). Ceci ne remet toutefois pas en question la technique utilisée, puisque lorsque l’interactive est significative, elle peut être interprétée en elle-même.

19 Les résultats de l’équation (1) pour les variables interactives non significatives (Ouverture*IDE) (Inflation*IDE) (Développement financier*IDE) et (FBCF*IDE) n’ont pas été reportés pour alléger le tableau ; ils sont cependant disponibles auprès des auteurs.

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de report des IDE. De plus, la faiblesse des investissements verticaux et l’insertion limitée dans les chaînes de valeur globales (Noland et Pack, 2007) pourraient expliquer la faiblesse des complémentarités entre ouverture commerciale et effets de report des IDE. En outre, le développement financier joue peu sur les effets de report dans les PSEM, même si les IDE reçus sont en mesure de stimuler les investissements domestiques, comme le montrent les estimations de la section suivante. 3.2 L’attraction des IDE peut-elle jouer un rôle de catalyse

pour les autres réformes structurelles ? Face à la faible significativité de ces résultats, nous avons cherché à vérifier dans un second temps si les IDE influent sur la façon dont les catalyseurs et autres variables structurelles affectent la croissance. L’hypothèse sous-jacente est que c’est l’IDE qui devient alors un catalyseur de croissance. Au-delà de son propre effet direct ou indirect sur la croissance, l’IDE peut, en effet, être un facteur de renforcement des effets des réformes et des changements structurels sur la croissance, puisqu’il démultiplie l’effet de l’ouverture commerciale sur les flux d’échange, ou bien puisqu’il augmente les rendements des investissements dans le capital en offrant des emplois mieux rémunérés à la main-d’œuvre locale. En conséquence, le modèle a été modifié afin de tester la façon dont les IDE modulent les effets des dimensions structurelles précédentes sur la croissance. La variable IDE a été associée à chacun de ses catalyseurs théoriques afin de mesurer la façon dont les investissements étrangers modulent l’impact qu’ont les réformes menées dans les PSEM sur la croissance20. Cette section se concentre sur l’association entre le coefficient de chaque dimension structurelle (Ouverture, Inflation, Développement financier, FBCF, Dépenses publiques) et celui de la variable interactive correspondante (Ouverture*IDE), (Inflation*IDE), (Développement financier*IDE), (FBCF*IDE) et (Dépenses publiques*IDE). Pour ce faire nous avons régressé les équations du modèle 2 en enlevant à chaque fois les IDE de la régression afin de concentrer notre attention sur les effets indirects des IDE sur la croissance des PSEM, sans perdre en significativité à cause de la présence de la variable IDE seule dans l’équation. Les résultats des estimations sont reportés dans le tableau 2. D’après les résultats obtenus (2.1), (2.2) et (2.3), les effets positifs du capital humain, de l’ouverture commerciale et de l’investissement domestique sur la croissance sont renforcés par les IDE. L’investissement étranger agirait comme un amplificateur des effets traditionnels de ces variables sur la croissance : pour un niveau donné des autres variables, un accroissement des flux d’IDE est susceptible d’augmenter l’impact qu’a sur la croissance un niveau donné de capital humain, d’ouverture commerciale et d’investissement domestique. En 20 La variable IDE ayant une significativité faible, a été enlevée de la spécification, ce qui

renforce la valeur des estimations pour les variables interactives. Dans cet article nous nous concentrons sur le signe de ces variables et donc sur le sens de la relation, puisque le calcul des élasticités est difficile, compte tenu de la faible significativité des IDE.

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théorie, les investissements étrangers sont susceptibles de renforcer les effets d’un niveau donné du capital humain, de l’ouverture commerciale ou de l’accumulation domestique en introduisant des technologies et des pratiques organisationnelles plus productives, en intégrant les firmes du pays d’accueil aux chaînes de valeur globales, et en générant des liens amont-aval avec des firmes locales qui profitent des effets d’entraînement productifs et/ou technologiques de la filiale étrangère. On retrouve ici les canaux de transmission des effets de report cités précédemment. Il semble que les IDE provoquent plutôt des effets de stimulation que d’éviction sur l’investissement domestique. Il est ensuite possible que les IDE aient des effets indirects sur la croissance à travers les gains d’efficience générés par leur complémentarité avec l’ouverture commerciale ou la formation du capital humain et grâce aux conséquences sur la productivité des firmes domestiques que provoquent ces complémentarités. Tableau 2 : Estimations des déterminants de la croissance du PIB sur 1975-2004 (2. 1)

F(6, 182)= 6.04Prob >

F=0.000 R2=0.53

(2.2)F(6, 182)= 5.12

Prob > F=0.000 R2=0.53

(2.3)F(6, 182)= 6.98

Prob > F=0.000 R2=0.53

(2.4)F(6, 182)= 5.72

Prob > F=0.00 R2=0.53

(2.5)F(6, 182)= 5.96

Prob > F=0.000 R2=0.51

(2.6) F(6,187)= 5.82

Prob > F=0.000 R2=0.51







Constante -13.86*** (-4.26)

-14.6*** (-4.23)

-13.71*** (-4.10)

-10,50*** (-4.65)

-14.14*** (-4.21)

-14.25*** (-4.21)

Humain 0.13*** (4.35)

0.13*** (4.49)

0.13*** (4.44)

0.11*** (4.90)

0.13*** (4.54)

0.13*** (4.45)

Ouverture 0.13*** (2.81)

0.13*** (2.71)

0.13*** (2.65)

0.07** (1.89)

0.14*** (2.24)

0.14*** (2.78)

FBCF 0.18*** (3.47)

0.17*** (3.47)

0.16*** (3.02)

0.24*** (4.79)

0.16*** (3.09)

0.18*** (3.47)

Développement financier

-0.29*** (-4.40)

-0.29*** (-4.33)

-.028*** (-4.24)

-0.30*** (-5.74)

-0.28*** (-4.25)

-0.29*** (-4.30)

Inflation -0.57 (-2.48)

-0.05*** (-2.5)

-0.05* (-2.4)

-0.056** (-2.25)

-0.05** (-2.28)

-0.05 (-2.05)

Infrastructure 12.66*** (2.08)

12.29*** (2.00)

11.32** (1.87)

12.72*** (2.27)

12.43** (2.01)

12.03** (1.97)

Dépenses publiques

-0.13*** (-3.34)

-0.13*** (-3.3)

-0.13** (-3.26)

-0.14*** (3.47)

-0.18*** (-3.45)

-.013*** (-3.27)

Humain* IDE 0.004*** (2.68)

Ouverture* IDE 0.006** (2.05)

FBCF* IDE 0.008* (1.32)

Inflation* IDE -0.01 (-0.52)

Dépenses publiques* IDE

0.026** (1.90)

Financier* IDE 0.002** (2.13)

F test / H0 : tous les fi=0

F(11,182)=4.2 Prob>F=0.000

F(11,182)=4.2 Prob>F=0.000

F(11,182)=4.2 Prob>F=0.000

F(11,182)=4.2 Prob>F=0.000

F(11,182)=3.99Prob>F=0.000

F(11,182)=3.94 Prob>F=0.000

***1%, ** 5/%, *10%.

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Ces résultats conduisent à relativiser l’idée que la nature des IDE reçus par ces pays impose de modestes effets de report. Cette faiblesse peut être due à la répercussion sur la significativité des variables interactives de la faible significativité de l’IDE dans l’explication de la croissance. Dès lors que ce problème économétrique est pris en compte, nos estimations suggèrent que les IDE entretiendraient des formes de complémentarité avec l’ouverture commerciale, le développement des qualifications ou la stabilité macroéconomique capables de renforcer l’effet qu’ont ces derniers facteurs sur la croissance. Par ailleurs, Alaya, Nicet-Chenaf et Rougier (2008) ont montré dans le cadre d’un modèle à équations simultanées que les IDE participent indirectement à la croissance des PSEM, grâce à la formation de capital humain et à l’intensification de l’ouverture qu’ils provoquent. Enfin, les colonnes (2.5) et (2.6) suggèrent que les IDE réduisent l’effet négatif des dépenses publiques sur la croissance, et qu’ils pourraient être en mesure d’atténuer les effets négatifs qu’ont les accélérations du développement financier sur la croissance. Les IDE peuvent jouer comme des amortisseurs de conjoncture et limiter certaines fluctuations de croissance, puisqu’ils constituent une source d’accumulation autonome par rapport au cycle macroéconomique du pays hôte. Des flux plus importants d’IDE seraient donc susceptibles de réduire la sensibilité de la croissance à l’instabilité macroéconomique. Ceci suggère que la libéralisation du compte de capital gagnerait à être faite de façon séquentielle, des investissements directs vers les actifs les plus liquides, dont l’influence sur la croissance n’est pas forcément positive. CONCLUSION Dans cet article nous avons cherché à établir un lien dans le cas des Pays du Sud et de l’Est de la Méditerranée entre les flux d’investissements reçus, les dynamiques de ces facteurs structurels et les dynamiques de croissance de 1975 à 2004. Nous montrons, en particulier, que parmi ces facteurs structurels, seul le niveau d’éducation a eu une influence positive sur la capacité des IDE à générer plus de croissance. Mais nous montrons, également, que l’attraction croissante des IDE a contribué à amplifier les effets de certaines des réformes structurelles sur la croissance. La question des conditions permettant aux IDE de favoriser la croissance des économies d’accueil est essentielle. En promouvant des politiques d’attractivité des investissements étrangers, les pays en développement font en fait le pari que les IDE qu’ils désirent accueillir pourraient activer leur croissance économique et leur rattrapage technologique. Mais ces politiques, qui ont un coût social important en termes de recettes fiscales ou de concurrence accrue, ne produisent des bénéfices économiques qu’à certaines conditions. Nous montrons ici que ces conditions concernent plusieurs facteurs structurels des économies en développement : leur niveau de capital humain et d’infrastructures d’abord, les degrés d’ouverture commerciale et de

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développement financier, ensuite, et enfin, leur degré de stabilité macroéconomique. Or, les facteurs structurels identifiés dans la littérature comme complémentaires avec les IDE (ouverture commerciale, dépenses d’infrastructure, capital humain, développement financier) sont généralement ceux qui sont mobilisés dans les politiques d’attractivité. Les politiques d’incitations microéconomiques qui constituent souvent le cœur des politiques d’attractivité ne sont alors socialement optimales que si elles interviennent à un stade déjà avancé du développement structurel d’une économie, ou bien si elles sont intégrées à des stratégies plus larges, visant à développer en parallèle l’ensemble des facteurs qui sont complémentaires aux IDE dans la détermination de la croissance. S’ils ne génèrent pas d’effets de report sur l’ensemble de l’économie grâce aux complémentarités décrites dans cet article, ils ne génèrent qu’un supplément de croissance de type extensive et fortement réversible dans le cas où les capitaux productifs se relocaliseraient ailleurs. La politique d’attractivité ne saurait donc se substituer à une stratégie de développement de long terme, pas plus qu’une croissance durable ne peut être soutenue par les seuls investissements étrangers. BIBLIOGRAPHIE AITKEN B., HARRISON A. (1999) Do domestic firms benefit from foreign direct

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ANNEXE 1 : Test de racine unitaire (constante et tendance incluses)

Notes : les chiffres entre parenthèse indiquent la statistique relative aux tests *, ** et *** : variables stationnaires respectivement à 10%, 5% et 1%.

ANNEXE 2 : Valeurs des effets fixes estimés

EQ1 : Valeur des effets fixes dans le modèle 1 Les effets spécifiques

Maroc 0,58 Turquie 7,50 Egypte 1,50 Syrie 0,65 Tunisie -1,52 Algérie -2,91 Jordanie -5,80

EQ2 : DM2 équation avec variable d’interaction : FDI*DM2 Les effets spécifiques


EQ3 : ID équation avec variable d’interaction : FDI*ID Les effets spécifiques


EQ4 : capital Humain équation avec variable d’interaction: FDI* Humain Les effets spécifiques


EQ5 : Dépenses Publiques équation avec variable d’interaction : FDI*Dépenses Les effets spécifiques


EQ6 : Infrastructures équation avec variable d’interaction : FDI*Infrastructure Les effets spécifiques


***

Variables en niveau Variables en différence première Levin, Lin

& Chu ADF PP Levin, Lin

& Chu ADF PP

Croissance (-1,82)*** (46,42)*** (122)*** Humain (-2,36)*** (17,76) (23,21)** Ouverture (-1,97)** (25,62)** (22,83)* FBCF (-1,74)** (25,56)** (14,44) Développement Financier (0,42) (9,94) (6,31) (-2,5)*** (27,38)*** (76,47)*** Dépense publiques (-1,34)* (18,88) (12,38) (-5,04)* (50,53)*** (197,31)*** Infrastructure (-0,86) (76,06)*** (469,71)*** Inflation (-2,41)*** (26,28)** (27,53)*** IDE (-1,97)** (28,42)*** (82,47)*** Interactive capital humain (-1,10) (23,70)** (71,82)*** Interactive infrastructure (-1,80)** (20,87)* (60,50)*** Interactive taux d’ouverture (-2,20)** (25,15)** (81,59)*** Interactive invest. domestiques (-2,65)*** (30,73)*** (77,97)*** Interactive inflation (-1,15) (22,53)** (29,92)*** Interactive dépenses publiques (-3,63)*** (64,73)*** (297,27)*** Interactive M2 (-0,83) (20,33)* (59,93)***

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Documents

À quelles conditions les IDE stimulent-ils la croissance ?. IDE, croissance et catalyseurs dans les pays méditerranéens