Conclusion

Le passage des comptes nationaux trimestriels au concept de volumes à prix chaînés a nécessité de mener une réflexion sur l'adaptation des modèles macroéconomiques préalablement estimés sur des comptes nationaux fondés sur la notion de volumes à prix constants. Plusieurs réponses peuvent être données à ce changement de contexte de la modélisation macroéconomique. On a vu que la solution retenue pour un modèle donné est largement déterminée par son type et ses utilisations.

Dans le cas du modèle Mésange, il a été décidé de procéder à la réestimation de deux versions optimisées pour des usages différents.

- une version réestimée sur les données comptables avec volumes à prix constants a été conservée pour les utilisations en variantes et en projections à moyen terme. Dans cette version, le cadre comptable en volumes est inchangé ; le fort degré de linéarité du modèle assure une bonne maîtrise de ses propriétés variantielles et autorise les combinaisons de variantes. La présentation de cette version du modèle a fait l'objet d'un précédent document de travail ;

- une seconde version du modèle Mésange, décrite dans le présent document de travail, a été réestimée sur les séries publiées des comptes trimestriels, avec volumes à prix chaînés. Cette version a été conçue pour des utilisations majoritairement en lien avec la relecture des prévisions conjoncturelles de l'Insee. Elle est en outre bien adaptée aux analyses historiques des évolutions des principaux agrégats macroéconomiques.

Le parti pris retenu pour la présentation des deux versions du modèle a été celui de la transparence. On a cherché à expliciter et justifier les méthodes employées. La construction des variables d'environnement international est détaillée dans une annexe où sont précisés les sources, les traitements préalables effectués sur les données, les problèmes rencontrés et les solutions apportées. Un certain nombre de résultats font l'objet de comparaisons avec ceux qui découleraient de l'utilisation de méthodes ou de spécifications un peu différentes. Les performances des équations estimées sont illustrées dans ce document à travers des graphiques de simulations dynamiques et des analyses de contributions systématiques. Ces illustrations permettent de visualiser immédiatement le degré d'information porté par le modèle, selon les périodes. L'épisode de la crise de 2008-2009 y est particulièrement commenté, dans la mesure où la brutalité et l'ampleur de ce choc exceptionnel constituent un vrai défi pour le macroéconomiste.

Les analyses de contributions font apparaître une part d'inexpliqué qui peut paraître souvent élevée. Cependant, le modèle Mésange n'apparaît pas moins performant à cet égard que les autres modèles opérationnels actuels. Un modèle macroéconomique constitue par nature une représentation très stylisée de l'économie, qui est forcément beaucoup plus complexe, particulièrement lors d'épisodes très chahutés comme la crise de 2008-2009. Le mérite d'un modèle et des analyses de contributions menées sur sa base est de constituer une précieuse aide à la réflexion, en isolant les contributions relatives des différents facteurs modélisés et en permettant de réfléchir sur les phénomènes qui peuvent être à l'œuvre à travers la part d'inexpliqué. Dans certains cas, l'interprétation de ces phénomènes est assez claire (bulles immobilières dans le cas de l'équation d'investissement logement des ménages ou réalisation de grands contrats dans celui des équations d'exportations, par exemple) et les équations jouent alors pleinement leur rôle d'outils d'analyse. Il reste que, pour quelques équations (comme celle des prix d'importation de produits non manufacturés hors énergie par exemple), nombre de fluctuations de la variable d'intérêt sont portées par des facteurs inexplicables difficilement interprétables. Ces équations posent question et on leur accorde moins de crédit que les autres lors des exercices d'inversion. Certaines sont malgré tout utilisées dans ce cadre, avec précaution, lorsque les informations disponibles par ailleurs sont lacunaires. Ces équations sont souvent difficiles à améliorer de manière significative compte tenu des causes des difficultés.
Améliorer les équations est néanmoins, bien sûr, toujours possible. Le passage des comptes nationaux trimestriels au concept de volumes à prix chaînés un an après le changement de base des comptes a donné lieu à deux campagnes de réestimation successives très rapprochées, précédées d'une phase de réflexion méthodologique inédite face aux questions posées au modélisateur par les volumes à prix chaînés. L'intégration de certains perfectionnements envisageables dans le modèle *Mésange* a donc été reportée à la prochaine campagne de réestimation<fnref n="55" />. En particulier, une réflexion a d'ores et déjà été engagée par l'équipe *Mésange* pour examiner, notamment, les possibilités d'intégration de davantage de mécanismes monétaires et financiers dans le modèle, à l'instar de ce qui a été fait récemment pour le modèle Opale, par exemple - cf. Bardaji et al. (2010).

<footnote n="55">⁵⁵ Celle-ci aura lieu à partir du second semestre 2011 dans la foulée du changement de nomenclature et de base des comptes nationaux.</footnote>
Bibliographie

Allard-Prigent C., Audenis C., Berger K., Carnot N., Duchêne S. et Pesin F. (2002), « Présentation du modèle *Mésange* : Modèle Économétrique de Simulation et d'Analyse Générale de l'Économie », document de travail de la Direction de la Prévision, mai.

Armington A. (1969), « The geographic pattern of trade and the effects of price changes », *IMF Staff Papers*, vol. 16, n°2, July, pp. 179-201.

Arnaud F., Mordant G., Lhommeau B., Minodier C., Cachia F. et Tallet F. (2007), « Des prix constants aux prix chaînés : quelles conséquences ? », dossier pour la *Note de Conjoncture* de l'Insee de juin 2007, pp. 17-32.

Bardaji J., de Loubens A., Partouche H., « La maquette de prévision OPALE 2010 », document de travail de la Direction Générale du Trésor, à paraître.

Barlet M., Clerc M.-É., Garnero M., Lapègue V. et Marcus V., « La nouvelle version du modèle macroéconométrique pour la zone euro, des intervalles de confiance pour contrôler les résultats variantiels », document de travail de l'Insee, à paraître.

Beffy P.-O., Clavel L., Lalanne G., Marcus V., Ourliac B., Simon O., Sylvander M. et Tallet F. (2008), « encadré 1 : *Post mortem* France de la prévision de la Note de conjoncture de juin 2007 », encadré 1 du dossier « 2007, année de transition », *Note de conjoncture* de l'Insee de mars 2008, pp. 24-26.

Berthier J.P. (2002), « Réflexions sur les différentes notions de volume dans les comptes nationaux : comptes aux prix d'une année fixe ou aux prix de l'année précédente, séries chaînées », document de travail de l'Insee, n°G 2002/08.

Berthier J.P. (2005), « Introduction à la pratique des indices statistiques - Notes de cours », document de travail de l'Insee, n°M 0503.

Bourquard V., Carnot N., Deruennes A. et Pamies-Sumner S. (2005), « Une maquette de prévision à court terme pour la France », document de travail de la DGTPE, octobre.

Bricongne J.-C., Lapègue V. et Monso O. (2009), « La crise des *subprimes* : de la crise financière à la crise économique », dossier pour la *Note de Conjoncture* de l'Insee de mars 2009, pp. 24-44.

Cotis J.-P., Crépon B., L'Horty Y. et Méary R. (1998), « Les stabilisateurs automatiques sont-ils encore efficaces ? Le cas de la France dans les années quatre-vingt-dix », *Revue d'économie financière*, vol. 45, n°1, pp. 95-118.

Darracq-Paries M. et Erkel-Rousse H. (2000), « Origines et conséquence des incertitudes pesant sur le solde commercial de la zone euro », *Économie et Prévision*, n°152-153 / 1-2, pp. 215-230.

Erkel-Rousse H. et Garnero M. (2008), « Externalisation à l'étranger et performances à l'exportation de la France et de l'Allemagne », in *Fontagné L. et Gaulier G. (dir.), Performances à l'exportation de la France et de l'Allemagne*, Rapport du Conseil d'Analyse Économique, n°5/2008, pp. 103-131.

Eyraud L. (2007), « Guide pratique des comptes chaînés », document de travail de la DGTPE, n°2007/04.
**Insee (2007)**, « Méthodologie des volumes en prix chaînés », note de la division des comptes trimestriels n°20/DG75-G430 du 14 mai 2007, Département des Comptes Nationaux, Direction des Études et Synthèses Économiques, accessible sur internet (http://www.insee.fr/fr/indicateurs/cnat Trim/Pub Meth/M%E9thodologie%20CT%20prix%20c ha%EEn%E9s.pdf).

**Klein C. et Simon O. (2010)**, « Le modèle *Mésange* réestimé en base 2000. Tome 1 - Version avec volumes à prix constants », documents de travail de l'Insee n°G2010/03 et de la DGTPE n°2010/02, mars 2010.

**Lapègue V. et Mauroux A. (2010)**, « Crise et dépendances », dossier pour la *Note de Conjoncture* de l'Insee de juin 2010, pp. 21-34.

**Lequiller F. et Blades D. (2006)**, « Understanding National Accounts », OECD, ISBN 92-64- 02566-9, 415 pages, accessible sur le site internet de l'OCDE (www.oecd.org/dataoecd/37/12/38451313.pdf).

**Pionnier P.-A. (2009)**, « Le partage de la valeur ajoutée en France, 1949-2008 : aspects méthodologiques », *Économie et Statistique*, n°422, pp. 3-30.

**Salanié B. (1999)**, « Guide pratique des séries non-stationnaires », *Économie et Prévision*, vol. 137, pp. 119-141.

**Shin Y. (1994)**, “A Residual-Based Test of the Null of Cointegration against the Alternative of No Cointegration”, *Econometric Theory*, Vol. 10, No. 1 (Mar., 1994), pp. 91-115.

**Whelan K. (2003)**, « A Two-Sector Approach to Modeling U.S. NIPA Data », *Journal of Money, Credit and Banking*, 35(4), pp. 627-656.
# ANNEXE 1 : Définition des variables d'environnement international entrant dans le bloc de commerce extérieur

On détaille ici uniquement les sources et modes de calcul des variables exogènes d'environnement international de la France qui interviennent dans le bloc de commerce extérieur du modèle *Mésange*<fnref n="56" />. En effet, le mode de calcul de ces variables a été modifié par rapport à la version du modèle avec volumes à prix constants, pour plusieurs raisons. D'une part, il a fallu adapter le calcul de ces variables au changement récent de la décomposition géographique des pays et zones de la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE, qui constitue une des sources principales des séries constitutives des variables d'environnement international de *Mésange*. En outre, les variables de demande mondiale et de prix de référence étrangers prises en compte dans les diverses équations du bloc de commerce extérieur ont été harmonisées. La couverture géographique de la demande mondiale a été élargie. A contrario, il a été décidé de privilégier des prix de référence étrangers calculés sur un petit nombre de pays (huit) pour lesquels des séries trimestrielles sont disponibles de longue date et un suivi conjoncturel (personnalisé ou en tant que partie de la zone euro) est assuré par le Département de la Conjoncture de l'Insee. Pour ces prix, l'ajout de pays supplémentaires ne permettait pas d'améliorer les estimations. Enfin, la variable d'ouverture retenue n'est pas la même que dans la version du modèle avec volumes à prix constants, pour des raisons brièvement évoquées en introduction et détaillées davantage dans cette annexe. On explique le mode de construction de ces variables puis on présente les graphiques de leur évolution en fin d'annexe.

## ▪ Demande mondiale adressée à la France (Dw)

*Sources* : Comptes nationaux trimestriels de la France et de six pays partenaires (Allemagne, Espagne, États-Unis, Italie, Japon, Royaume-Uni), *Perspectives Économiques* de l'OCDE et base *FLUBIL* de l'Insee<fnref n="57" />.

*Construction* : la demande mondiale adressée à la France constitue une mesure de l'évolution de la demande émanant des marchés extérieurs sur lesquels les entreprises françaises sont présentes à l'exportation. Elle évolue comme la moyenne géométrique des importations de biens et services de ses partenaires commerciaux pondérées par leur part dans les exportations françaises :

$$Dw_t = \prod_{m=1}^{M} \left( \frac{M_{m,t}}{M_{m,2000}} \right)^{\beta_{Fm}}, \text{ avec } \sum_{m=1}^{M} \beta_{Fm} = 1,$$

où l'indice *m* représente un des *M* marchés extérieurs vers lesquels les produits français sont exportés, $M_{m,t}$ (resp. $M_{m,2000}$) le volume des importations totales de biens et services du marché *m* au trimestre *t* (resp. durant l'année de base 2000) et $\beta_{Fm}$ la part des exportations vendues sur le marché *m*.

<footnote n="56">⁵⁶ Les autres variables d'environnement international sont le prix du baril et les taux d'intérêt à 3 mois et à 10 ans pour la zone euro. Le prix du baril est la moyenne sur trois mois du cours du Brent exprimé en euro. Les deux taux d'intérêt sont le taux des prêts à 3 mois sur le marché interbancaire (Euribor 3 mois), de source Banque de France et le taux d'emprunt phare à 10 ans (source : Banque Centrale Européenne).</footnote>

<footnote n="57">⁵⁷ *FLUBIL* est une base de données de flux bilatéraux d'échanges en valeur et en volume issus des déclarations douanières de nombreux pays. Cette base résulte d'un traitement à l'Insee de données d'échanges (prix et quantités) à des niveaux très fins issues de l'OCDE (*International Trade by Commodity Statistics*). Cette base est utilisée ici pour calculer les pondérations géographiques des pays partenaires commerciaux de la France entrant dans la formulation de plusieurs variables d'environnement international du modèle *Mésange*. Ces pondérations, notées ($\alpha_{mi}$), ($\beta_{im}$) et ($\gamma_{im}$), sont fixes (relatives à 2006 pour la France) et calculées à partir de valeurs d'échanges de l'ensemble des biens et de quelques services inclus dans *FLUBIL*.</footnote>
Les pays et zones constituant les *M* marchés d'exportation des produits français sont calqués sur la décomposition géographique de la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE. Leur liste est précisée dans le tableau 3. Ces pays et zones englobent la quasi-totalité du commerce mondial<fnref n="58" />. Les séries d'importations de ces pays sont issues des *Perspectives Économiques* de l'OCDE, hormis pour les six plus grands pays dits « de référence » dans le tableau 3 (Allemagne, Espagne, États-Unis, Italie, Japon, Royaume-Uni), pour lesquels une mise à jour spécifique est réalisée. Ainsi, pour ces pays, ce sont les dernières publications des comptes trimestriels qui sont privilégiées, de même que pour les données françaises<fnref n="59" />.

<table><caption>Tableau 3 : Pays et zones entrant dans le calcul des variables d'environnement international du modèle *Mésange*</caption><thead><tr><th colspan="2">Pays</th><th rowspan="2">Zones</th></tr><tr><th>dont pays anciennement industrialisés</th><th>dont pays émergents ou en transition</th></tr></thead><tbody><tr><td>dont 8 pays partenaires « de référence »</td><td>dont autres "vieux" pays industrialisés</td><td></td></tr><tr><td>Allemagne</td><td>Australie</td><td rowspan="11">Asie dynamique<br>Producteurs de pétrole<br>Reste du monde</td></tr><tr><td>Belgique</td><td>Autriche</td></tr><tr><td>Espagne</td><td>Canada</td></tr><tr><td>États-Unis</td><td>Suisse</td></tr><tr><td>Italie</td><td>Danemark</td></tr><tr><td>Japon</td><td>Finlande</td></tr><tr><td>Pays-Bas</td><td>France</td></tr><tr><td>Royaume-Uni</td><td>Grèce</td></tr><tr><td></td><td>Irlande</td></tr><tr><td></td><td>Islande</td></tr><tr><td></td><td>Luxembourg</td></tr><tr><td></td><td>Norvège</td></tr><tr><td></td><td>Nouvelle-Zélande</td></tr><tr><td></td><td>Portugal</td></tr><tr><td></td><td>Suède</td></tr><tr><td></td><td>Brésil</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Chine (hors Hong Kong)</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Corée du Sud</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Hongrie</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Indonésie</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Inde</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Mexique</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Pologne</td><td></td></tr><tr><td></td><td>République Tchèque</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Russie</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Slovaquie</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Turquie</td><td></td></tr></tbody></table>

Lecture et précisions : 1) tous les pays et zones cités dans ce tableau sont pris en compte dans le calcul de la demande mondiale *Dw* (avec la France affectée d'un coefficient nul). Seuls les 8 pays partenaires dits de référence (colonne 1) sont intégrés dans le calcul des prix de référence étrangers *Petx* et *Petm*. Par simplicité, ils sont qualifiés de « 8 principaux pays partenaires de la France » dans le corps du texte. Les pays dits émergents et en transition (colonne 3) et les zones (colonne 4) entrent dans le numérateur de la variable de part de marché relative des pays émergents et en transition *Pdm em*, tandis que les pays cités dans les deux premières colonnes (pays « anciennement » industrialisés) interviennent dans le dénominateur de cette variable. Enfin, la variable d'ouverture des pays de l'OCDE (*ouv*) est calculée sur les vingt pays de l'OCDE notés en italiques dans le tableau. 2) Les trois zones ont les contours définis dans la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE. Elles englobent les pays suivants : Asie dynamique = Taiwan, Hong Kong, Malaisie, Philippines, Singapour, Thaïlande, Vietnam ; producteurs de pétrole = Azerbaïdjan, Kazakhstan, Turkménistan, Brunei, Timor-Leste, Bahreïn, Iran, Iraq, Trinidad et Tobago, Oman, Qatar, Arabie Saoudite, Émirats Arabes Unis, Yémen, Équateur, Guinée, Gabon, Nigéria, Soudan ; Reste du monde = pays non cités ailleurs, hormis quelques pays considérés isolément dans la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE mais dont les séries d'échanges sont manquantes, ou bien très incomplètes et difficiles à compléter sans alourdir excessivement la phase préparatoire de traitement des données (Afrique du Sud, Chili, Estonie, Israël, Slovénie). 3) Les échanges de certains pays et zones cités ne sont pas disponibles sur l'ensemble de la période d'estimation du modèle *Mésange* mais ont pu être rétropolés sur la base d'autres sources. Des séries disponibles uniquement en périodicité annuelle dans la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE ont été trimestrialisées. Pour ce faire, des sources externes ont été recherchées dans la mesure de leur disponibilité (sur d'autres supports de l'OCDE, sur *Globalinsight* ou sur les sites internet des organismes producteurs des comptabilités nationales de ces pays, principalement). En l'absence de source d'informations annexe pour quelques pays, la procédure Expand de SAS a été utilisée sur des périodes sans choc majeur ; durant les trimestres de crise, des estimations économétriques plus adaptées ont été effectuées pour mieux appréhender les évolutions brutales au trimestre le trimestre, que la procédure Expand ne capte pas de manière satisfaisante.

<footnote n="58">⁵⁸ Les échanges intra-zone ne sont pas comptabilisés dans les flux commerciaux des zones dans les *Perspectives Économiques* de l'OCDE - cf. aussi tableau 3 et sa note de lecture, point 2.</footnote>

<footnote n="59">⁵⁹ Cette demande mondiale couvre un champ de pays et zones plus large que la demande mondiale utilisée dans la version du modèle avec volumes à prix constants. Les pondérations y sont fixes et non plus glissantes. Les sources des données constitutives ne sont pas tout à fait les mêmes - cf. Klein et Simon (2010) pour une comparaison. Le choix de cette demande mondiale a été pris sur la base de la qualité des ajustements économétriques des équations d'exportation.</footnote>
## ▪ Prix de référence étranger à l'importation et à l'exportation

Deux prix de référence étrangers sont considérés dans la version du modèle *Mésange* avec volumes à prix chaînés<fnref n="60" /> : un prix de référence étranger à l'importation et un prix de référence étranger à l'exportation.

*Sources* : Comptes nationaux trimestriels de six pays partenaires commerciaux de la France (Allemagne, Espagne, États-Unis, Italie, Japon, Royaume-Uni), *Perspectives Économiques* de l'OCDE et base *FLUBIL* de l'Insee.

### ▪ Construction du prix de référence étranger à l'importation (Petm)

Le prix de référence étranger à l'importation est construit comme la moyenne géométrique des prix d'exportations tous biens et services des huit pays partenaires « de référence » de la France (cités dans la colonne 1 du tableau 3) pondérés par la part de chaque pays dans les importations françaises de biens :

$$ Petm_t = \prod_{m=1}^{8} (Px_{m,t})^{\alpha_{mF}}, \text{ avec } \sum_{m=1}^{8} \alpha_{mF} = 1, $$

où l'indice *m* représente un des huit pays partenaires « de référence » exportant vers la France, $Px_{m,t}$ le déflateur des exportations totales de biens et services du pays *m* au trimestre *t* et $\alpha_{mF}$ la part des importations françaises originaires du pays *m* dans le total des importations françaises originaires des huit pays partenaires considérés.

### ▪ Construction du prix de référence étranger à l'exportation (Petx)

Le prix de référence étranger à l'exportation est construit comme la moyenne géométrique des prix d'exportations tous biens et services des huit pays partenaires « de référence » de la France (cités dans la colonne 1 du tableau 3) pondérés par la part de chaque pays dans les exportations françaises :

$$ Petx_t = \prod_{m=1}^{8} (Px_{m,t})^{\gamma_{Fm}}, \text{ avec } \sum_{m=1}^{8} \gamma_{Fm} = 1, $$

où l'indice *m* représente un des huit marchés extérieurs « de référence » vers lesquels les produits français sont exportés, $Px_{m,t}$ le déflateur des exportations totales de biens et services du pays *m* au trimestre *t* et $\gamma_{Fm}$ la part des exportations françaises vendues sur le marché *m*, calculée selon la méthode dite de « doubles pondérations », expliquée en détail dans l'encadré 3 *infra*. Intuitivement, cette méthode mesure la concurrence rencontrée par les produits français sur les marchés tiers du fait de la présence sur ces mêmes marchés de produits exportés depuis d'autres pays (par exemple concurrence entre produits français et américains sur le marché allemand).

N.B. Tous les déflateurs élémentaires ($Px_{m,t}$) sont exprimés en base 2000 et en euros « français »<fnref n="61" />. Ainsi les deux prix de référence étrangers sont exprimés dans la même monnaie que les prix relatifs à l'économie française auxquels ils sont comparés.

<footnote n="60">⁶⁰ Il y en a trois dans la version du modèle avec volumes à prix constants, deux prix de référence étrangers à l'exportation différents étant utilisés dans la branche non manufacturière.</footnote>

<footnote n="61">⁶¹ L'euro « français » est identique à l'euro depuis sa création et au franc français divisé par 6,55957 (valeur en francs de l'euro lors de son introduction) avant. L'euro « allemand », lui, est identique à l'euro « français » depuis l'union monétaire européenne mais il évolue auparavant parallèlement au deutsche Mark (DM), auquel il est alors égal à un facteur de proportionnalité près reflétant le cours de l'euro en DM lors de sa création.</footnote>
Encadré 3 - Calcul du prix de référence étranger à l'exportation de la France
par la méthode des doubles pondérations

- chaque marché extérieur *m* vers lequel les produits français s'exportent est pondéré selon sa part dans les exportations françaises ($\beta_{Fm}$);

- sur chaque marché extérieur *m*, les poids des concurrents des produits français exportés des pays partenaires *j* sont définis selon leur part dans les importations de ce marché ($\alpha_{jm}$);

- la concurrence exercée par les produits originaires du pays *j* sur le marché *m* dans la concurrence totale à laquelle font face les produits exportés de France s'écrit donc : $\beta_{Fm} \cdot \alpha_{jm}$;

- finalement, le poids $\gamma_{Fj}$ des produits originaires du pays *j* dans la concurrence exercée sur les produits exportés de France sur l'ensemble des marchés est mesuré par :

$$ \gamma_{Fj} = \sum_{m \neq j} \beta_{Fm} \alpha_{jm} . $$

- le prix de référence étranger de la France est ensuite calculé comme la moyenne géométrique pondérée des prix d'exportation des huit pays concurrents « de référence » ($Px_{j,t}$) en utilisant les poids de chaque pays dans la concurrence exercée ($\gamma_{Fj}$), soit :

$$ Petx_t = \prod_{j=1}^{8} (Px_{j,t})^{\gamma_{Fj}} $$

en prenant soin de normaliser la somme des $\gamma_{Fj}$ à 1 (*).

En toute rigueur, les prix élémentaires ($Px_{j,t}$) et les pondérations ($\gamma_{Fj}$) devraient porter sur le même champ. En pratique, ce n'est généralement pas tout à fait le cas en raison de contraintes de disponibilité des données. Ici, les prix élémentaires portent sur l'ensemble des biens et services et les pondérations sur l'ensemble plus restreint qui constitue le champ de la base FLUBIL. Cet ensemble plus restreint inclut la totalité des biens et un petit nombre de services représentant une part très minoritaire des échanges consignés dans la base FLUBIL.

<footnote>(*) Cette normalisation des $\gamma_{Fj}$ est rendue nécessaire par le fait que tous les marchés extérieurs et pays exportateurs ne sont pas pris en compte dans ce calcul, mais seulement les huit pays « de référence » cités dans le tableau 3, colonne 1.</footnote>
## Part de marché relative des pays émergents et en transition (Pdm_em)

Sources: *Perspectives Économiques* de l'OCDE (complétées par d'autres sources d'accès aux comptabilités nationales de certains pays émergents ou en transition).

*Construction*: Il s'agit d'une variable spécifique traduisant la déformation de la structure des exportations mondiales au profit des pays émergents et en transition sur la période d'estimation. Cette variable est calculée comme le ratio des exportations de pays ou zones émergents ou en transition rapportées aux exportations des pays anciennement industrialisés de l'OCDE, et exprimée en indice base 1 en 2000. La composition de ces deux groupes de pays est précisée dans le tableau 3. Toutes les séries d'exportations, relatives à l'ensemble des biens et services et exprimées en volume en base 2000, sont issues de la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE. Certaines séries (particulièrement dans le cas des pays ou zones émergents ou en transition) étant plus ou moins complètes, un travail important sur les données a dû être effectué pour aboutir à des séries trimestrielles complétées sur l'ensemble de la période d'estimation<fnref n="62" />.

$$Pdm\_em_t = \left( \frac{\sum_{e \in E} X_{e,t}}{\sum_{i \in I} X_{i,t}} \right) / \left( \frac{\sum_{e \in E} X_{e,2000}}{\sum_{i \in I} X_{i,2000}} \right),$$

où *E* représente l'ensemble des pays émergents ou en transition considérés et *I* celui des pays anciennement industrialisés. Ces deux sous-groupes de pays sont définis précisément dans le tableau 3 et sa note de lecture. Pour chaque pays *p* émergent, en transition ou anciennement industrialisé, $X_{p,t}$ (resp. $X_{p,2000}$) désigne le volume de ses exportations totales de biens et services au trimestre *t* (resp. durant l'année de base 2000).

## Remarques

- Comme on l'a mentionné dans la partie II, toutes les comptabilités nationales des pays du monde ne sont pas harmonisées en matière de partage volume-prix (notamment pour les exportations, ici). Certaines calculent des volumes à prix constants. Les « vieux » pays industrialisés ont progressivement opté pour des volumes à prix chaînés. Cependant, tous ces pays n'utilisent pas le même mode de chaînage. Ainsi les États-Unis et le Canada, par exemple, ont recours à des indices de Fisher, tandis que la France utilise des indices de Laspeyres - cf. partie II et Lequiller et Blades (2006). Enfin, il est matériellement impossible pour un modélisateur de connaître précisément les méthodes de chaînage utilisées dans tous les pays du monde. Ainsi, le calcul du numérateur et du dénominateur de la part de marché relative à l'exportation des pays émergents et en transition (comme tout autre calcul d'agrégat en volume sur de nombreux pays du monde) repose sur une approximation. On a opté pour la plus simple, additive. Compte tenu du fait que l'on raisonne sur des séries totalement agrégées, l'erreur de mesure ainsi commise est du second ordre au regard de l'ensemble des autres erreurs de mesure bien connues affectant les données d'échanges et leurs combinaisons, dont par exemple (entre bien d'autres choses) les risques de doubles comptes dans la mesure des flux de produits franchissant plusieurs frontières entre le pays d'origine d'un produit exporté et son pays de destination finale<fnref n="63" />.

En dehors des problèmes spécifiquement liés au partage volume-prix, la plupart de ces erreurs de mesure « de premier ordre » affecteraient aussi une part de marché relative en valeur, alternative à la part de marché relative en volume à laquelle on a songé et qu'on a testée dans les équations d'échanges du modèle *Mésange*. Bien plus, le concept de part de marché relative en valeur répondait moins bien à l'objectif recherché à travers

<footnote n="62">⁶² Pour plus de détails tant sur la liste des pays pris en compte que sur les modes de complètement des séries non disponibles dans leur intégralité, se reporter à la note de lecture du tableau 3 *supra*.</footnote>

<footnote n="63">⁶³ Pour en savoir plus sur les problèmes posés par les données d'échanges internationaux, le lecteur pourra par exemple se référer à Darracq-Paries et Erkel-Rousse (2000).</footnote>
l'intégration de la part de marché relative des pays émergents et en transition dans les équations de commerce extérieur de Mésange. En effet, en raison des prix plus modérés pratiqués par ces pays comparativement aux « vieux » pays industrialisés, la part de marché relative en valeur des pays émergents et en transition augmente en moyenne moins rapidement que la part de marché en volume sur la période d'estimation. Dès lors, elle risque de sous-estimer le renforcement au cours des ans de la concurrence exercée par les exportations de ces pays sur les produits français<fnref n="64" />. Les estimations qui ont été effectuées sont en ligne avec ces intuitions : la part de marché en volume, aussi imparfaitement mesurée soit-elle, aboutit à une qualité d'ajustement économétrique très nettement supérieure à la part de marché en valeur pour la quasi-totalité des équations dans lesquelles elle figure<fnref n="65" />.

- La variable de part de marché à l'exportation relative des pays émergents et en transition a été calculée à partir de la source des *Perspectives Économiques* de l'OCDE sans utilisation des comptes trimestriels mis à jour de sept pays (France plus Allemagne, Espagne, États-Unis, Italie, Japon, Royaume-Uni) mobilisés dans les calculs de la demande mondiale et des prix de référence étrangers. Ces mises à jour auraient en effet porté exclusivement sur le dénominateur de la part de marché relative. Or, mieux vaut comparer un numérateur et un dénominateur calculés sur des agrégats disponibles au même moment plutôt que de combiner des séries intégrant des révisions publiées à plusieurs mois d'intervalle. Ceci est d'autant plus important sur la période de crise 2008-2009, durant laquelle les comptes nationaux ont connu des révisions notables d'une publication à la suivante. Ainsi, en cours de réestimation, il est apparu que la prise en compte des dernières révisions des comptes nationaux des sept pays pour lesquels on en disposait par ailleurs (et de ces sept pays exclusivement) aboutissait à biaiser significativement l'évolution de cette part de marché sur les trimestres entourant le plus fort de la crise. En conséquence, faute de pouvoir mettre à jour suffisamment rapidement l'ensemble des composantes de cette part de marché, il est apparu préférable de conserver un calcul sur une base de données aussi homogènes que possible.

Les sources annexes qui ont été utilisées dans le calcul de la part de marché relative des pays émergents et en transition n'ont dès lors servi qu'au complètement des données manquantes ou à la trimestralisation des séries disponibles uniquement en périodicité annuelle. Les complètements ont porté essentiellement sur les années anciennes (décennie 1980 et, plus marginalement, début de la décennie 1990). Les trimestralisations ont été réalisées en majorité à l'aide d'autres séries disponibles dans la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE ou bien à partir de versions de comptes nationaux publiées dans la même période que celles ayant servi à la constitution de la base de l'OCDE. Ainsi, les procédures de complètement n'ont-elles pas introduit de disparités temporelles significatives dans les séries sous-jacentes.

<footnote n="64">⁶⁴ En outre, les profils d'évolution des parts de marché en valeur et en volume sont un peu différents sur la période d'estimation. Le problème ne se limite donc pas juste à un écart de rythme de croissance des parts de marché en valeur et en volume uniforme sur la période, qui aurait pu passer par une simple modification du niveau du coefficient estimé associé à la variable de part de marché lors de la substitution d'une part en volume à une part en valeur dans une équation d'échanges.</footnote>

<footnote n="65">⁶⁵ Ce n'est pas le cas pour une équation seulement. Les deux parts de marché y ont alors des performances équivalentes en termes de qualité d'ajustement.</footnote>
## ▪ Variable d'ouverture des principales économies de l'OCDE (ouv)

*Sources:* Comptes nationaux trimestriels de la France et de six pays partenaires (Allemagne, Espagne, États-Unis, Italie, Japon, Royaume-Uni) et *Perspectives Économiques* de l'OCDE.

*Construction:* sur le champ des vingt pays anciennement industrialisés de l'OCDE dont les noms figurent dans le tableau 3 en italique<sup>66</sup>, le degré d'ouverture est défini, de manière assez traditionnelle, comme le ratio de la moyenne des échanges extérieurs rapportés au PIB :

$$ \text{Deg}_{\text{ouv}}_{t} = \frac{\sum_{i \in I_{20}} (X_{i,t} + M_{i,t})}{2 \sum_{i \in I_{20}} \text{PIB}_{i,t}} = \sum_{i \in I_{20}} \omega_{i,t} \text{Deg}_{\text{ouv}}_{i,t}, $$

$$ \text{avec } \text{Deg}_{\text{ouv}}_{i,t} = \frac{X_{i,t} + M_{i,t}}{2\text{PIB}_{i,t}} \text{ et } \omega_{i,t} = \frac{\text{PIB}_{i,t}}{\sum_{j \in I_{20}} \text{PIB}_{j,t}} \quad \forall i \in I_{20}, $$

où I20 représente l'ensemble des vingt pays anciennement industrialisés considérés. Pour chaque pays i parmi ces vingt, $X_{i,t}$ (resp. $M_{i,t}$) désigne le volume de ses exportations (resp. importations) totales de biens et services au trimestre t et $\text{PIB}_{i,t}$ le volume de son PIB. La variable d'ouverture *ouv* présente dans plusieurs équations du bloc de commerce extérieur de la version du modèle *Mésange* avec volumes à prix chaînés est la moyenne mobile centrée sur 5 trimestres du logarithme de $\text{Deg}_{\text{ouv}}$.

## Remarques

- Le choix d'une moyenne mobile centrée sur 5 trimestres résulte de la combinaison de plusieurs objectifs : bâtir une variable captant mieux qu'un simple trend linéaire les tendances de moyen terme de l'évolution du degré d'ouverture des économies de l'OCDE ainsi que les ruptures faisant date, sans décalage dans le temps, en s'abstrayant des fluctuations de court terme mineures et sans répartir dans le temps à l'excès des chocs brutaux comme ceux observés lors de la crise 2008-2009 ; disposer d'une variable qui puisse être renseignée à l'horizon de prévision des *Notes et Points de conjoncture* de l'Insee à partir des prévisions publiées dans les *Perspectives Économiques* de l'OCDE. Dès lors une moyenne mobile centrée s'est rapidement imposée (qui évite les décalages dans le temps des chocs), de même qu'un lissage sur un nombre relativement court de trimestres (pour ne pas délayer un choc à l'excès et pouvoir prolonger la variable par les prévisions de l'OCDE sur les horizons de prévision habituels). Le choix final d'une moyenne mobile centrée sur 5 trimestres a été fait parmi plusieurs longueurs de lissage possibles au vu de la qualité d'ajustement des équations estimées.

- Plusieurs formes envisageables pour la variable $\text{Deg}_{\text{ouv}}$ ont été étudiées et leurs performances relatives pour la modélisation des équations d'échanges comparées. En

<footnote n="66"><sup>66</sup> Trois pays anciennement industrialisés figurant dans la deuxième colonne du tableau 3 (Danemark, Grèce, Luxembourg) n'ont pas été pris en compte dans le calcul de la variable d'ouverture. Tout ou partie des données de la Grèce et du Danemark n'est disponible qu'en périodicité annuelle. Les séries d'échanges ont été trimestrialisées pour entrer dans les calculs de la demande mondiale et de la part de marché relative des pays émergents et en transition, deux variables pour lesquelles des données d'autres pays ont été complétées (celles de plusieurs pays et zones émergents ou en transition). Dans le cas de la variable d'ouverture, a contrario, il était possible de se passer totalement de procédure de complètement au prix de la non-prise en compte de la Grèce et du Danemark, ce qui a paru préférable. Pour le Luxembourg, pays très fortement réexportateur, l'indicateur d'ouverture, particulièrement élevé (supérieur à 1), indique essentiellement que de très nombreuses marchandises transitent par le territoire de ce pays, ce qui n'est pas véritablement ce que l'on cherche à mesurer ici. On n'a donc pas intégré non plus ce pays au calcul de la variable d'ouverture.</footnote>
particulier, une moyenne pondérée géométrique plutôt qu'arithmétique des degrés d'ouverture nationaux a été testée, de même que des moyennes arithmétique et géométrique définies en référence à des agrégats exprimés non pas en volume mais en valeur (la pondération est alors également définie en valeur)<fnref n="67" />. Le choix finalement retenu pour la variable *Deg\_ouv* découle de la qualité d'ajustement nettement meilleure obtenue en utilisant des variables fondées sur des volumes plutôt que sur des valeurs et un peu supérieure en optant pour la moyenne arithmétique plutôt que la moyenne géométrique. Comme dans le cas de la part de marché relative des pays émergents et en transition, la meilleure performance des variables calculées à partir de volumes s'explique par le fait que ceux-ci correspondent mieux à ce que l'on souhaite mesurer : une baisse (resp. une hausse) du ratio des échanges rapportés au PIB induite par un pur effet prix ne peut être interprétée comme une diminution (resp. une augmentation) du degré d'ouverture des économies. Le recours à l'approximation additive au numérateur pour calculer l'agrégat d'échanges totaux (pour les mêmes raisons que dans le cas de la part de marché relative des pays émergents ou en transition) constitue le seul inconvénient *a priori* des variables d'ouverture fondées sur les volumes. Cependant, là encore, compte tenu du niveau de nomenclature très agrégé auquel s'applique cette approximation, cet inconvénient s'avère clairement de second ordre, pour ne pas dire négligeable<fnref n="68" />.

- La variable d'ouverture *ouv* diffère de la tendance d'ouverture des économies utilisée dans la version du modèle *Mésange* avec volumes à prix constants (appelée *INTER* et définie dans l'annexe 2 de Klein et Simon, 2010) par le nombre supérieur (vingt au lieu de neuf) de pays pris en compte dans le calcul de *Deg\_ouv* (à ceci près identique dans les deux versions du modèle) et surtout, par la façon dont elle est tirée de *Deg\_ouv*. Rappelons en effet que la variable *INTER* est une tendance déterministe définie comme :

$$INTER_t = \frac{-\hat{c}^2}{(t - Base + \hat{c})} + \hat{c}$$

où *t* indique le trimestre courant, *Base* l'année de base des comptes nationaux (ici 2000) et où $\hat{c}$ résulte de l'estimation de la régression auxiliaire<fnref n="69" /> :

$$Log(Deg\_ouv_t) = a + \frac{b}{(t - Base + \hat{c})} + u_t$$

<footnote n="67">⁶⁷ Pour chacune des quatre spécifications de la variable *Deg\_ouv*, plusieurs longueurs de lissage ont été testées lors des estimations.</footnote>

<footnote n="68">⁶⁸ Pour la France, pour laquelle on sait calculer rigoureusement l'agrégat d'échanges en volume, le résultat du calcul rigoureux est quasiment identique à la somme des exportations et des importations sur l'ensemble de la période d'estimation. Sur cette période, en effet, l'écart moyen entre le résultat du calcul exact et de l'approximation additive est de 0,007 %, avec un écart-type de 0,05%.</footnote>

<footnote n="69">⁶⁹ Cette régression auxiliaire est estimée sur des données en périodicité annuelle pour ne capter que les grandes tendances structurelles. Le coefficient $\hat{c}$ retenu est celui qui maximise le $R^2$ de la régression auxiliaire dans l'ensemble des régressions auxiliaires estimées linéairement sur (a,b) et par balayage sur c. C'est la méthode qui paraît conduire au résultat le plus robuste. La forme finale d'INTER relève d'une normalisation dont l'intérêt est expliqué dans Klein et Simon (2010).</footnote>
Le calcul d'*INTER* montre qu'on cherche alors à capter exclusivement la tendance générale d'ouverture moyenne des économies de l'OCDE prises en compte dans *Deg\_ouv* sur la période d'estimation, en faisant abstraction de toute fluctuation de *Deg\_ouv* et en imposant une forme fonctionnelle concave de limite finie justifiée par un raisonnement théorique intuitif<fnref n="70" />. Le degré d'ouverture *Deg\_ouv* intervient (en logarithme) dans l'élaboration d'*INTER* exclusivement à travers l'information qu'il fournit sur la courbure *ŷ* de la tendance d'ouverture, sous contrainte d'une forme fonctionnelle concave de cette dernière. L'utilisation de la variable *INTER* de préférence à un trend linéaire aboutit à des équations d'échanges présentant des élasticités en général plus satisfaisantes. En outre, la forme fonctionnelle d'*INTER* concave et de limite finie rend la gestion du modèle en simulation totalement transparente<fnref n="71" />.

La variable *INTER* est bien adaptée aux utilisations faites de la version du modèle avec volumes à prix constants (variantes, projections à moyen terme). Dans le cas d'un outil d'analyse conjoncturelle ou historique, en revanche, il est préférable de disposer d'une variable d'ouverture qui, aux fluctuations mineures près, suive plus étroitement les évolutions du logarithme de *Deg\_ouv*. Lors des utilisations conjoncturelles du modèle, la seule contrainte est de disposer d'un prolongement de la variable d'ouverture sur les quelques trimestres faisant l'objet de prévisions : ceci est assuré par le recours à la base des *Perspectives Économiques* de l'OCDE. Les avantages de la variable *INTER* à plus long terme (variable immédiate à prolonger à n'importe quel horizon, avec l'assurance d'une compatibilité avec l'existence d'un sentier de croissance équilibrée à très long terme) ne sont pas utiles pour les usages faits de la version de *Mésange* avec volumes à prix chaînés. L'inconvénient de la forme fonctionnelle contrainte d'*INTER*, a contrario, s'avère notable pour ces usages. Au total, le choix de la variable d'ouverture *ouv* plutôt que de la tendance d'ouverture *INTER* résulte directement des finalités, différentes, des deux versions du modèle.

* * *
* * *
*

Les graphiques 46, en pages suivantes, représentent les évolutions des variables d'environnement international qui viennent d'être décrites.

<footnote n="70">⁷⁰Le caractère concave de la variable *INTER* peut être interprété comme une approximation locale du processus d'internationalisation des économies depuis le statut d'économies fermées jusqu'à celui d'économies totalement ouvertes. Le modèle macroéconomique DMS, opérationnel à l'Insee dans les années 1980, utilisait une variable d'ouverture logistique, décrivant une phase convexe de décollage de l'internationalisation suivie d'une phase de maturité, concave. Le décalage dans le temps de la période d'estimation depuis explique que l'on ne retient que la phase de maturité, une forme concave donc, depuis le modèle Amadeus, estimé au tout début des années 1990 sur une période débutant en 1970. La limite finie d'*INTER* traduit le fait que les économies deviennent totalement ouvertes une fois le processus d'internationalisation achevé.</footnote>

<footnote n="71">⁷¹ A contrario, un trend linéaire doit être géré manuellement en prévision de façon à être progressivement stabilisé et devenir constant à long terme, condition d'existence d'un sentier de croissance équilibrée. Avec *INTER*, aucune intervention manuelle du modélisateur n'est requise pour assurer cette propriété fondamentale d'un modèle utilisé en variantes.</footnote>
Graphiques 46 - Évolution des variables d'environnement international figurant dans le bloc de commerce extérieur de la version avec volumes à prix chaînés du modèle *Mésange*

<figure><img src="image_62.png" /><figcaption>46.2 Prix de référence étrangers à l'importation et à l'exportation *Petm* et *Petx*</figcaption></figure>

<figure><img src="image_63.png" /></figure>
<figure><img src="image_64.png" /><figcaption>46.4 Degré d'ouverture moyen de vingt pays de l'OCDE (ouv)</figcaption></figure>

<figure><img src="image_65.png" /></figure>

Sources : se reporter aux descriptifs des variables représentées, dans cette annexe.
# ANNEXE 2 : Tests statistiques complémentaires

Les tests présentés dans cette annexe sont les suivants.

**Le test de Jarque-Bera** consiste à vérifier l'hypothèse nulle de normalité des résidus. Les résultats de ce test sont satisfaisants (hypothèse nulle acceptée<sup>72</sup>) sauf pour les salaires, les prix de production et les prix d'importation manufacturiers, où la normalité est nettement rejetée. Lorsque la normalité des résidus est ainsi rejetée, les tests fondés sur les statistiques de Student restent valides asymptotiquement en vertu du théorème central limite mais ils sont peu robustes à distance finie.

**Les tests d'autocorrélation** visent à repérer l'existence d'une autocorrélation dans le temps entre les résidus. Si cette autocorrélation est significative, l'estimateur des MCO de la matrice de variances-covariances de l'estimateur des MCO des paramètres du premier ordre est biaisé. Ceci fausse les statistiques de Student et de Fisher et les tests de contraintes sur les paramètres qui leur sont associés. La présence de corrélation sérielle induit aussi des biais sur les paramètres eux-mêmes, car la variable dépendante intervient en niveau dans la relation de coïntégration et éventuellement en différence à travers des termes de retards, selon la forme du polynôme autorégressif retenu. On présente le test de Ljung-Box, dont l'hypothèse nulle est l'absence d'autocorrélation des résidus jusqu'à un ordre *p* (tests présentés pour *p* valant 1, 2 et 4), l'hypothèse alternative correspondant au cas où au moins un coefficient d'autocorrélation des résidus est significativement différent de zéro. Les résultats des tests sont satisfaisants, dans la mesure où l'hypothèse nulle est presque toujours acceptée. La seule ambiguïté porte sur l'équation du prix d'importation énergétique, pour laquelle l'absence d'autocorrélation jusqu'à l'ordre 4 n'est acceptée qu'au seuil de 3 %.

**Les tests d'hétéroscédasticité** utilisés ont pour hypothèse nulle l'homoscédasticité des résidus. En cas d'hétéroscédasticité, les statistiques de Student, habituellement construites pour tester la significativité des coefficients estimés, ne sont plus valides, de même que toutes les autres statistiques de tests de contraintes affines sur les paramètres. Le test de White est mis en œuvre afin d'identifier la corrélation possible entre la variance des résidus et les variables explicatives exprimées en niveau, au carré et en produits croisés. L'hypothèse nulle est celle d'absence d'hétéroscédasticité. Dans l'ensemble, les résultats des tests sont satisfaisants. L'absence d'hétéroscédasticité est largement acceptée dans quasiment tous les cas, jusqu'à 8 % dans celui de l'équation d'emploi non manufacturier et à 1 ou 2 % dans trois cas (équations de salaires de la branche manufacturière et des deux prix de production).

Appliqués au résidu de la relation de long terme des équations à correction d'erreurs, les tests de stationnarité servent à vérifier que l'équation de long terme décrit bien une relation de coïntégration<sup>73</sup>. Plusieurs tests ont été mis en œuvre.

**Le test de KPSS (Kwiatkoski-Phillips-Schmidt-Shin)** pose comme hypothèse nulle la stationnarité du processus. Les résultats de ce test sont considérés comme satisfaisants tant que l'hypothèse nulle n'est pas rejetée. Ce test a été appliqué aux résidus estimés de la relation de long terme lorsque l'ensemble des coefficients associés aux variables stochastiques sont fixés. L'erreur d'estimation ne porte alors que sur la partie déterministe.

Dans les autres cas, on utilise le test de Shin (1994). C'est un test de KPSS appliqué au résidu estimé de la relation de long terme, augmentée par l'introduction des variations avancées et retardées des variables stochastiques explicatives. La statistique de test est la

<footnote n="72"><sup>72</sup> En général, l'hypothèse nulle est acceptée à tous les seuils usuels, sauf dans les cas de la consommation totale (acceptation limite à 1 %), l'emploi non manufacturier (acceptation jusqu'au seuil de 3 % seulement) et les importations manufacturières (acceptation jusqu'au seuil de 7 %).</footnote>

<footnote n="73"><sup>73</sup> Des tests de stationnarité ont été réalisés également sur les résidus de court terme à titre de vérification mais ils ne sont pas reproduits dans cette annexe (la stationnarité y est toujours largement acceptée).</footnote>
même que pour le test de KPSS, par contre la loi asymptotique n'est pas la même et dépend du nombre de variables impliquées dans la relation de coïntégration.<fnref n="74" />

Les résultats des tests de KPSS et Shin concluent à la stationnarité de l'ensemble des résidus de long terme à 5 %.

Les résultats détaillés de tous ces tests sont présentés dans les tableaux des pages suivantes.

<footnote n="74">⁷⁴ Pour plus de précisions sur le test de Shin, voir aussi Salanié (1999).</footnote>
Résultats des tests de spécification usuels (1)

<table><thead><tr><th>Test</th><th>Équation</th><th>Consommation totale</th><th>Consommation en produits manufacturés</th><th>FBCF des ménages</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité de Jarque-Bera</td><td>Statistique du test</td><td>9,39</td><td>0,18</td><td>0,35</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation*</td><td>0,01</td><td>0,91</td><td>0,84</td></tr><tr><td rowspan="2">Test d'hétéroscédasticité de White (avec termes croisés)</td><td>Statistique du test</td><td>4,11</td><td>8,37</td><td>15,32</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation*</td><td>0,99</td><td>0,21</td><td>0,70</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests d'autocorrélation</td><td>Q-statistique</td><td>1,25</td><td>1,53</td><td>1,50</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation*</td><td>0,26</td><td>0,22</td><td>0,22</td></tr><tr><td rowspan="2">p=1**</td><td>Q-statistique</td><td>2,52</td><td>2,28</td><td>2,60</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation*</td><td>0,28</td><td>0,32</td><td>0,27</td></tr><tr><td rowspan="2">p=2**</td><td>Q-statistique</td><td>3,44</td><td>3,90</td><td>3,67</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation*</td><td>0,49</td><td>0,42</td><td>0,45</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests de stationnarité****</td><td>KPSS</td><td></td><td>Shin</td><td>Shin</td></tr><tr><td>Statistique du test</td><td>0,229</td><td>0,111</td><td>0,124</td></tr><tr><td></td><td>Valeur critique à 5%***</td><td>0,463</td><td>0,314</td><td>0,314</td></tr></tbody></table>

Lecture : *Si le niveau d'acceptation d'un test vaut $\alpha$, alors l'hypothèse nulle est acceptée pour tout seuil de test supérieur ou égal à $\alpha$. Dès lors, un niveau d'acceptation supérieur ou égal à 0,10 (resp. inférieur à 0,01) assure l'acceptation (resp. le refus) de l'hypothèse nulle pour tous les seuils usuels tandis qu'un niveau d'acceptation compris entre 0,01 et 0,10 conduit à une décision qui dépend du seuil théorique choisi entre 1 % et 10 %. ***Dans le cas des tests de stationnarité (KPSS ou Shin), l'hypothèse nulle correspond à la stationnarité et la valeur critique mentionnée est celle à 5 %. Si la statistique de test est inférieure à cette valeur critique, on accepte l'hypothèse nulle. ****Les résultats présentés portent sur les résidus de long terme. ** p = i : autocorrélation d'ordre i.
Résultats des tests de spécification usuels (2)

<table><thead><tr><th>Test</th><th>Équation</th><th>Emploi branche<br>manufacturière</th><th>Emploi branche<br>non<br>manufacturière</th><th>Investissement<br>des entreprises</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité de<br>Jarque-Bera</td><td>Statistique du<br>test</td><td>1,01</td><td>7,07</td><td>1,73</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,60</td><td>0,03</td><td>0,42</td></tr><tr><td rowspan="2">Test<br>d'hétéroscédasticité<br>de White<br>(avec termes croisés)</td><td>Statistique du<br>test</td><td>11,10</td><td>58,10</td><td>10,41</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,94</td><td>0,08</td><td>0,32</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests<br>d'autocorrélation<br>p=1</td><td>Q-statistique</td><td>0,82</td><td>0,53</td><td>0,01</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,37</td><td>0,47</td><td>0,92</td></tr><tr><td rowspan="2">p=2</td><td>Q-statistique</td><td>4,39</td><td>0,55</td><td>0,18</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,11</td><td>0,76</td><td>0,91</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Q-statistique</td><td>7,27</td><td>4,68</td><td>2,73</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,12</td><td>0,32</td><td>0,61</td></tr><tr><td rowspan="3">Tests de stationnarité</td><td>Statistique du<br>test</td><td>KPSS</td><td>Shin</td><td>Shin</td></tr><tr><td>Valeur critique<br>à 5%</td><td>0,178</td><td>0,047</td><td>0,104</td></tr><tr><td></td><td>0,463</td><td>0,121</td><td>0,314</td></tr></tbody></table>

Lecture : cf. *supra*, les indications données dans le tableau « Résultats des tests de spécification usuels (1) ».
Résultats des tests de spécification usuels (3)

<table><thead><tr><th colspan="2">Équation</th><th>Salaire<br>branche<br>manufacturière</th><th>Salaire<br>branche non<br>manufacturière</th><th>Prix de<br>production<br>produits<br>manufacturés</th><th>Prix de<br>production<br>produits non<br>manufacturés</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité<br>de Jarque-Bera</td><td>Statistique<br>du test</td><td>14,20</td><td>4,04</td><td>95,26</td><td>2,01</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,00</td><td>0,13</td><td>0,00</td><td>0,37</td></tr><tr><td rowspan="2">Test<br>d'hétéroscédasticité<br>de White<br>(avec termes croisés)</td><td>Statistique<br>du test</td><td>22,16</td><td>12,49</td><td>21,06</td><td>40,91</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,01</td><td>0,57</td><td>0,02</td><td>0,01</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests<br>d'autocorrélation<br>p=1</td><td>Q-statistique</td><td>0,18</td><td>0,86</td><td>0,96</td><td>1,22</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,68</td><td>0,35</td><td>0,33</td><td>0,27</td></tr><tr><td rowspan="2">p=2</td><td>Q-statistique</td><td>0,35</td><td>1,51</td><td>1,02</td><td>2,34</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,84</td><td>0,47</td><td>0,60</td><td>0,31</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Q-statistique</td><td>6,32</td><td>2,04</td><td>2,73</td><td>2,45</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,18</td><td>0,73</td><td>0,60</td><td>0,65</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests de<br>stationnarité</td><td>Shin</td><td></td><td>Shin</td><td>Shin</td><td>Shin</td></tr><tr><td>Statistique<br>du test</td><td>0,098</td><td>0,054</td><td>0,064</td><td>0,100</td></tr><tr><td></td><td>Valeur<br>critique à 5%</td><td>0,101</td><td>0,121</td><td>0,314</td><td>0,314</td></tr></tbody></table>

Lecture : cf. *supra*, les indications données dans le tableau « Résultats des tests de spécification usuels (1) ».
Résultats des tests de spécification usuels (4)

<table><thead><tr><th>Test</th><th>Équation</th><th>Prix de consommation des ménages en produits manufacturés</th><th>Prix de consommation des ménages en produits non manufacturés</th><th>Prix de FBCF des ménages</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité de Jarque-Bera</td><td>Statistique du test</td><td>0,04</td><td>1,58</td><td>0,85</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,98</td><td>0,45</td><td>0,65</td></tr><tr><td rowspan="2">Test d'hétéroscédasticité de White (avec termes croisés)</td><td>Statistique du test</td><td>0,64</td><td>13,21</td><td>17,05</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,34</td><td>0,51</td><td>0,38</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests d'autocorrélation</td><td rowspan="2">p=1</td><td>Q-statistique</td><td>1,29</td><td>0,01</td><td>0,31</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,26</td><td>0,92</td><td>0,58</td></tr><tr><td rowspan="2">p=2</td><td>Q-statistique</td><td>2,56</td><td>0,23</td><td>0,34</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,28</td><td>0,89</td><td>0,84</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Q-statistique</td><td>3,13</td><td>0,27</td><td>0,84</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,54</td><td>0,99</td><td>0,93</td></tr><tr><td>Tests de stationnarité</td><td></td><td>KPSS</td><td>KPSS</td><td>KPSS</td></tr><tr><td rowspan="2"></td><td>Statistique du test</td><td>0,101</td><td>0,066</td><td>0,148</td></tr><tr><td>Valeur critique à 5%</td><td>0,146</td><td>0,146</td><td>0,463</td></tr></tbody></table>

Lecture : cf. supra, les indications données dans le tableau « Résultats des tests de spécification usuels (1) ».
Résultats des tests de spécification usuels (5)

<table><thead><tr><th colspan="2">Équation</th><th colspan="2">Prix d'investissement des SNF en produits...</th><th colspan="2">Prix des consommations intermédiaires en produits...</th></tr><tr><th>Test</th><th></th><th>manufacturés</th><th>non manufacturés</th><th>manufacturés</th><th>non manufacturés</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité de Jarque-Bera</td><td>Statistique du test</td><td>0,20</td><td>1,27</td><td>1,81</td><td>0,49</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,90</td><td>0,53</td><td>0,41</td><td>0,78</td></tr><tr><td rowspan="2">Test d'hétéroscédasticité de White (avec termes croisés)</td><td>Statistique du test</td><td>17,62</td><td>26,21</td><td>34,38</td><td>36,26</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,94</td><td>0,71</td><td>0,16</td><td>0,11</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests d'autocorrélation</td><td>p=1</td><td>Q-statistique</td><td>0,05</td><td>0,09</td><td>0,01</td><td>0,00</td></tr><tr><td>p=2</td><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,82</td><td>0,76</td><td>0,91</td><td>0,95</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Q-statistique</td><td>0,48</td><td>0,14</td><td>0,07</td><td>0,02</td></tr><tr><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,79</td><td>0,93</td><td>0,97</td><td>0,99</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests de stationnarité</td><td>p=1</td><td>Q-statistique</td><td>2,01</td><td>5,64</td><td>0,27</td><td>1,11</td></tr><tr><td>p=2</td><td>Niveau d'acceptation</td><td>0,74</td><td>0,23</td><td>0,99</td><td>0,89</td></tr><tr><td colspan="2"></td><td>Shin</td><td>Shin</td><td>Shin</td><td>KPSS</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Statistique du test</td><td>0,117</td><td>0,078</td><td>0,221</td><td>0,147</td></tr><tr><td>Valeur critique à 5%</td><td>0,121</td><td>0,121</td><td>0,314</td><td>0,463</td></tr></tbody></table>

Lecture : cf. *supra*, les indications données dans le tableau « Résultats des tests de spécification usuels (1) ».
Résultats des tests de spécification usuels (6)

<table><thead><tr><th rowspan="3">Tests</th><th rowspan="3"></th><th rowspan="3">Équation</th><th colspan="5">Bloc extérieur : volumes</th></tr><tr><th colspan="2">Exportations</th><th colspan="3">Importations</th></tr><tr><th>de produits<br>manufacturés</th><th>de produits<br>non<br>manufacturés</th><th>de produits<br>manufacturés</th><th>de produits<br>non<br>manufacturés<br>hors énergie</th><th>d'énergie</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité<br>de Jarque-Bera</td><td>Statistique<br>du test</td><td>0,41</td><td>1,50</td><td>5,37</td><td>2,39</td><td>1,15</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,81</td><td>0,47</td><td>0,07</td><td>0,30</td><td>0,56</td></tr><tr><td rowspan="2">Test<br>d'hétéroscédasticité<br>de White<br>(avec termes croisés)</td><td>Statistique<br>du test</td><td>30,40</td><td>26,99</td><td>15,93</td><td>21,08</td><td>40,28</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,69</td><td>0,83</td><td>0,72</td><td>0,58</td><td>0,67</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests<br>d'autocorrélation<br>p=1</td><td>Q-statistique</td><td>0,84</td><td>0,68</td><td>0,21</td><td>0,73</td><td>0,10</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,36</td><td>0,41</td><td>0,65</td><td>0,39</td><td>0,75</td></tr><tr><td rowspan="2">p=2</td><td>Q-statistique</td><td>0,85</td><td>0,89</td><td>0,24</td><td>0,80</td><td>1,71</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,65</td><td>0,64</td><td>0,89</td><td>0,67</td><td>0,43</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Q-statistique</td><td>4,21</td><td>2,48</td><td>2,67</td><td>7,94</td><td>2,36</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,38</td><td>0,65</td><td>0,62</td><td>0,09</td><td>0,67</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests de<br>stationnarité</td><td>Shin</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Statistique<br>du test</td><td>0,118</td><td>0,077</td><td>0,062</td><td>0,115</td><td>0,162</td></tr><tr><td></td><td>Valeur<br>critique à 5%</td><td>0,221</td><td>0,159</td><td>0,221</td><td>0,314</td><td>0,314</td></tr></tbody></table>

Lecture : cf. *supra*, les indications données dans le tableau « Résultats des tests de spécification usuels (1) ».
Résultats des tests de spécification usuels (7)

<table><thead><tr><th rowspan="3">Test</th><th rowspan="3"></th><th rowspan="3">Équation</th><th colspan="5">Bloc extérieur : prix</th></tr><tr><th colspan="2">Exportations</th><th colspan="3">Importations</th></tr><tr><th>de produits<br>manufacturés</th><th>de produits<br>non<br>manufacturés</th><th>de produits<br>manufacturés</th><th>de produits<br>non<br>manufacturés<br>hors énergie</th><th>d'énergie</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Test de Normalité<br>de Jarque-Bera</td><td>Statistique<br>du test</td><td>0,33</td><td>1,16</td><td>58,90</td><td>4,76</td><td>0,33</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,85</td><td>0,56</td><td>0,00</td><td>0,09</td><td>0,85</td></tr><tr><td rowspan="2">Test<br>d'hétéroscédasticité<br>de White<br>(avec termes croisés)</td><td>Statistique<br>du test</td><td>24,35</td><td>16,47</td><td>42,58</td><td>33,12</td><td>15,42</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,66</td><td>0,74</td><td>0,53</td><td>0,56</td><td>0,38</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests<br>d'autocorrélation<br>p=1</td><td>Q-statistique</td><td>0,75</td><td>0,61</td><td>0,02</td><td>0,01</td><td>2,24</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,39</td><td>0,44</td><td>0,90</td><td>0,90</td><td>0,14</td></tr><tr><td rowspan="2">p=2</td><td>Q-statistique</td><td>1,57</td><td>0,70</td><td>0,93</td><td>1,37</td><td>5,30</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,46</td><td>0,70</td><td>0,63</td><td>0,50</td><td>0,07</td></tr><tr><td rowspan="2">p=4</td><td>Q-statistique</td><td>5,92</td><td>5,06</td><td>2,30</td><td>2,23</td><td>10,70</td></tr><tr><td>Niveau<br>d'acceptation</td><td>0,21</td><td>0,28</td><td>0,68</td><td>0,69</td><td>0,03</td></tr><tr><td rowspan="2">Tests de<br>stationnarité</td><td>Shin</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Statistique<br>du test</td><td>0,075</td><td>0,127</td><td>0,058</td><td>0,124</td><td>0,166</td></tr><tr><td></td><td>Valeur<br>critique à 5%</td><td>0,159</td><td>0,314</td><td>0,221</td><td>0,314</td><td>0,314</td></tr></tbody></table>

Lecture : cf. *supra*, les indications données dans le tableau « Résultats des tests de spécification usuels (1) ».
<table><tr><td>G 9001</td><td>J. FAYOLLE et M. FLEURBAEY<br/>Accumulation, profitabilité et endettement des entreprises</td><td>Macro-economic import functions with imperfect competition - An application to the E.C. Trade</td></tr><tr><td>G 9002</td><td>H. ROUSSE<br/>Détection et effets de la multicolinéarité dans les modèles linéaires ordinaires - Un prolongement de la réflexion de BELSLEY, KUH et WELSCH</td><td>G 9203<br/>I. STAPIC<br/>Les échanges internationaux de services de la France dans le cadre des négociations multilatérales du GATT<br/>Juin 1992 (1ère version)<br/>Novembre 1992 (version finale)</td></tr><tr><td>G 9003</td><td>P. RALLE et J. TOUJAS-BERNATE<br/>Indexation des salaires : la rupture de 1983</td><td>G 9204<br/>P. SEVESTRE<br/>L'économie sur données individuelles-temporelles. Une note introductive</td></tr><tr><td>G 9004</td><td>D. GUELLEC et P. RALLE<br/>Compétitivité, croissance et innovation de produit</td><td>G 9205<br/>H. ERKEL-ROUSSE<br/>Le commerce extérieur et l'environnement international dans le modèle AMADEUS (réestimation 1992)</td></tr><tr><td>G 9005</td><td>P. RALLE et J. TOUJAS-BERNATE<br/>Les conséquences de la désindexation. Analyse dans une maquette prix-salaires</td><td>G 9206<br/>N. GREENAN et D. GUELLEC<br/>Coordination within the firm and endogenous growth</td></tr><tr><td>G 9101</td><td>Equipe AMADEUS<br/>Le modèle AMADEUS - Première partie - Présentation générale</td><td>G 9207<br/>A. MAGNIER et J. TOUJAS-BERNATE<br/>Technology and trade : empirical evidences for the major five industrialized countries</td></tr><tr><td>G 9102</td><td>J.L. BRILLET<br/>Le modèle AMADEUS - Deuxième partie - Propriétés variantielles</td><td>G 9208<br/>B. CREPON, E. DUGUET, D. ENCAOUA et P. MOHNEN<br/>Cooperative, non cooperative R &amp; D and optimal patent life</td></tr><tr><td>G 9103</td><td>D. GUELLEC et P. RALLE<br/>Endogenous growth and product innovation</td><td>G 9209<br/>B. CREPON et E. DUGUET<br/>Research and development, competition and innovation : an application of pseudo maximum likelihood methods to Poisson models with heterogeneity</td></tr><tr><td>G 9104</td><td>H. ROUSSE<br/>Le modèle AMADEUS - Troisième partie - Le commerce extérieur et l'environnement international</td><td>G 9301<br/>J. TOUJAS-BERNATE<br/>Commerce international et concurrence impartie : développements récents et implications pour la politique commerciale</td></tr><tr><td>G 9105</td><td>H. ROUSSE<br/>Effets de demande et d'offre dans les résultats du commerce extérieur manufacturé de la France au cours des deux dernières décennies</td><td>G 9302<br/>Ch. CASES<br/>Durées de chômage et comportements d'offre de travail : une revue de la littérature</td></tr><tr><td>G 9106</td><td>B. CREPON<br/>Innovation, taille et concentration : causalités et dynamiques</td><td>G 9303<br/>H. ERKEL-ROUSSE<br/>Union économique et monétaire : le débat économique</td></tr><tr><td>G 9107</td><td>B. AMABLE et D. GUELLEC<br/>Un panorama des théories de la croissance endogène</td><td>G 9304<br/>N. GREENAN - D. GUELLEC / G. BROUSSAUDIER - L. MIOTTI<br/>Innovation organisationnelle, dynamisme technologique et performances des entreprises</td></tr><tr><td>G 9108</td><td>M. GLAUDE et M. MOUTARDIER<br/>Une évaluation du coût direct de l'enfant de 1979 à 1989</td><td>G 9305<br/>P. JAILLARD<br/>Le traité de Maastricht : présentation juridique et historique</td></tr><tr><td>G 9109</td><td>P. RALLE et alii<br/>France - Allemagne : performances économiques comparées</td><td>G 9306<br/>J.L. BRILLET<br/>Micro-DMS : présentation et propriétés</td></tr><tr><td>G 9110</td><td>J.L. BRILLET<br/>Micro-DMS<br/>NON PARU</td><td>G 9307<br/>J.L. BRILLET<br/>Micro-DMS - variantes : les tableaux</td></tr><tr><td>G 9111</td><td>A. MAGNIER<br/>Effets accélérateur et multiplicateur en France depuis 1970 : quelques résultats empiriques</td><td>G 9308<br/>S. JACOBZONE<br/>Les grands réseaux publics français dans une perspective européenne</td></tr><tr><td>G 9112</td><td>B. CREPON et G. DUREAU<br/>Investissement en recherche-développement : analyse de causalités dans un modèle d'accélérateur généralisé</td><td>G 9309<br/>L. BLOCH - B. CŒURÉ<br/>Profitabilité de l'investissement productif et transmission des chocs financiers</td></tr><tr><td>G 9113</td><td>J.L. BRILLET, H. ERKEL-ROUSSE, J. TOUJAS-BERNATE<br/>"France-Allemagne Couplées" - Deux économies vues par une maquette macro-économique</td><td>G 9400<br/>G. JACOBZONE<br/>Les théories sur la structure optimal du capital : quelques points de repère</td></tr><tr><td>G 9201</td><td>W.J. ADAMS, B. CREPON, D. ENCAOUA<br/>Choix technologiques et stratégies de dissuasion d'entrée</td><td>G 9410<br/>F. ROSENWALD<br/>Suivi conjoncturel de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9202</td><td>J. OLIVEIRA-MARTINS, J. TOUJAS-BERNATE</td><td>G 9411<br/>J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT<br/>Les décisions de financement des entreprises</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9312</td><td>L. BLOCH - B. CŒURÉ<br/>Q de Tobin marginal et transmission des chocs financiers</td></tr><tr><td>G 9313</td><td>Equipes Amadeus (INSEE), Banque de France, Métric (DP)<br/>Présentation des propriétés des principaux modèles macroéconomiques du Service Public</td></tr><tr><td>G 9314</td><td>B. CREPON - E. DUGUET<br/>Research &amp; Development, competition and innovation</td></tr><tr><td>G 9315</td><td>B. DORMONT<br/>Quelle est l'influence du coût du travail sur l'emploi ?</td></tr><tr><td>G 9316</td><td>D. BLANCHET - C. BROUSSE<br/>Deux études sur l'âge de la retraite</td></tr><tr><td>G 9317</td><td>D. BLANCHET<br/>Répartition du travail dans une population hétérogène : deux notes</td></tr><tr><td>G 9318</td><td>D. EYSSARTIER - N. PONTY<br/>AMADEUS - an annual macro-economic model for the medium and long term</td></tr><tr><td>G 9319</td><td>G. CETTE - Ph. CUNÉO - D. EYSSARTIER - J. GAUTIÉ<br/>Les effets sur l'emploi d'un abaissement du coût du travail des jeunes</td></tr><tr><td>G 9401</td><td>D. BLANCHET<br/>Les structures par âge importent-elles ?</td></tr><tr><td>G 9402</td><td>J. GAUTIÉ<br/>Le chômage des jeunes en France : problème de formation ou phénomène de file d'attente ?<br/>Quelques éléments du débat</td></tr><tr><td>G 9403</td><td>P. QUIRION<br/>Les déchets en France : éléments statistiques et économiques</td></tr><tr><td>G 9404</td><td>D. LADIRAY - M. GRUN-REHOMME<br/>Lissage par moyennes mobiles - Le problème des extrémités de série</td></tr><tr><td>G 9405</td><td>V. MAILLARD<br/>Théorie et pratique de la correction des effets de jours ouvrables</td></tr><tr><td>G 9406</td><td>F. ROSENWALD<br/>La décision d'investir</td></tr><tr><td>G 9407</td><td>S. JACOBZONE<br/>Les apports de l'économie industrielle pour définir la stratégie économique de l'hôpital public</td></tr><tr><td>G 9408</td><td>L. BLOCH, J. BOURDIEU, B. COLIN-SEDILLOT, G. LONGUEVILLE<br/>Du défaut de paiement au dépôt de bilan : les banquiers face aux PME en difficulté</td></tr><tr><td>G 9409</td><td>D. EYSSARTIER, P. MAIRE<br/>Impacts macro-économiques de mesures d'aide au logement - quelques éléments d'évaluation</td></tr><tr><td>G 9410</td><td>F. ROSENWALD<br/>Suivi conjoncturel de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9411</td><td>C. DEFEUILLE - Ph. QUIRION<br/>Les déchets d'emballages ménagers : une analyse économique des politiques française et allemande</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9412</td><td>J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - B. COLIN-SEDILLOT<br/>Investissement, incertitude et irréversibilité<br/>Quelques développements récents de la théorie de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9413</td><td>B. DORMONT - M. PAUCHET<br/>L'évaluation de l'élasticité emploi-salaire dépend-elle des structures de qualification ?</td></tr><tr><td>G 9414</td><td>I. KABLA<br/>Le Choix de breveter une invention</td></tr><tr><td>G 9501</td><td>J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - B. SEDILLOT<br/>Irreversible Investment and Uncertainty : When is there a Value of Waiting ?</td></tr><tr><td>G 9502</td><td>L. BLOCH - B. CŒURÉ<br/>Imperfections du marché du crédit, investissement des entreprises et cycle économique</td></tr><tr><td>G 9503</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br/>Les transformations de la demande de travail par qualification en France<br/>Une étude sur la période 1970-1993</td></tr><tr><td>G 9504</td><td>N. GREENAN<br/>Technologie, changement organisationnel, qualifications et emploi : une étude empirique sur l'industrie manufacturière</td></tr><tr><td>G 9505</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br/>Persistance des hiérarchies sectorielles de salaires : un réexamen sur données françaises</td></tr><tr><td>G 9505 Bis</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br/>Persistence of inter-industry wages differentials: a reexamination on matched worker-firm panel data</td></tr><tr><td>G 9506</td><td>S. JACOBZONE<br/>Les liens entre RMI et chômage, une mise en perspective<br/>NON PARU - article (sorti dans Economie et Prévision n°122 (1996) - pages 95 à 113</td></tr><tr><td>G 9507</td><td>G. CETTE - S. MAHFOUZ<br/>Le partage primaire du revenu<br/>Constat descriptif sur longue période</td></tr><tr><td>G 9601</td><td>Banque de France - CEPREMAP - Direction de la Prévision - Erasme - INSEE - OFCE<br/>Structures et propriétés de cinq modèles macro-économiques français</td></tr><tr><td>G 9602</td><td>Rapport d'activité de la DESE de l'année 1995</td></tr><tr><td>G 9603</td><td>J. BOURDIEU - A. DRAZNIEKS<br/>L'octroi de crédit aux PME : une analyse à partir d'informations bancaires</td></tr><tr><td>G 9604</td><td>A. TOPIOL-BENSAÎD<br/>Les implantations japonaises en France</td></tr><tr><td>G 9605</td><td>P. GENIER - S. JACOBZONE<br/>Comportements de prévention, consommation d'alcool et tabagie : peut-on parler d'une gestion globale du capital santé ?<br/>Une modélisation microéconométrique empirique</td></tr><tr><td>G 9606</td><td>C. DOZ - F. LENGLART<br/>Factor analysis and unobserved component models: an application to the study of French business surveys</td></tr><tr><td>G 9607</td><td>N. GREENAN - D. GUELLEC<br/>La théorie coopérative de la firme</td></tr></table>
<table><tr><td>G 9608</td><td>N. GREENAN - D. GUELLEC<br>Technological innovation and employment<br>reallocation</td></tr><tr><td>G 9609</td><td>Ph. COUR - F. RUPPRECHT<br>L'intégration asymétrique au sein du continent<br>américain : un essai de modélisation</td></tr><tr><td>G 9610</td><td>S. DUCHENE - G. FORGEOT - A. JACQUOT<br>Analyse des évolutions récentes de la productivité apparente du travail</td></tr><tr><td>G 9611</td><td>X. BONNET - S. MAHFOUZ<br>The influence of different specifications of<br>wages-prices spirals on the measure of the<br>NAIRU : the case of France</td></tr><tr><td>G 9612</td><td>PH. COUR - E. DUBOIS, S. MAHFOUZ,<br>J. PISANI-FERRY<br>The cost of fiscal retrenchment revisited: how<br>strong is the evidence ?</td></tr><tr><td>G 9613</td><td>A. JACQUOT<br>Les flexions des taux d'activité sont-elles seule-<br>ment conjoncturelles ?</td></tr><tr><td>G 9614</td><td>ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing<br>Lexique macroéconomique Français-Chinois</td></tr><tr><td>G 9701</td><td>J.L. SCHNEIDER<br>La taxe professionnelle : éléments de cadrage<br>économique</td></tr><tr><td>G 9702</td><td>J.L. SCHNEIDER<br>Transition et stabilité politique d'un système<br>redistributif</td></tr><tr><td>G 9703</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br>Train or Pay: Does it Reduce Inequalities to En-<br>courage Firms to Train their Workers?</td></tr><tr><td>G 9704</td><td>P. GENIER<br>Deux contributions sur dépendance et équité</td></tr><tr><td>G 9705</td><td>E. DUGUET - N. IUNG<br>R & D Investment, Patent Life and Patent Value<br>An Econometric Analysis at the Firm Level</td></tr><tr><td>G 9706</td><td>M. HOUBEBINE - A. TOPIOL-BENSAÏD<br>Les entreprises internationales en France : une<br>analyse à partir de données individuelles</td></tr><tr><td>G 9707</td><td>M. HOUBEBINE<br>Polarisation des activités et spécialisation des<br>départements en France</td></tr><tr><td>G 9708</td><td>E. DUGUET - N. GREENAN<br>Le biais technologique : une analyse sur don-<br>nées individuelles</td></tr><tr><td>G 9709</td><td>J.L. BRILLET<br>Analyzing a small French ECM Model</td></tr><tr><td>G 9710</td><td>J.L. BRILLET<br>Formalizing the transition process : scenarios for<br>capital accumulation</td></tr><tr><td>G 9711</td><td>G. FORGEOT - J. GAUTIÉ<br>Insertion professionnelle des jeunes et proces-<br>sus de déclassement</td></tr><tr><td>G 9712</td><td>E. DUBOIS<br>High Real Interest Rates: the Consequence of a<br>Saving Investment Disequilibrium or of an in-<br>sufficient Credibility of Monetary Authorities?</td></tr><tr><td>G 9713</td><td>Bilan des activités de la Direction des Etudes<br>et Synthèses Economiques - 1996</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9714</td><td>F. LEQUILLER<br>Does the French Consumer Price Index Over-<br>state Inflation?</td></tr><tr><td>G 9715</td><td>X. BONNET<br>Peut-on mettre en évidence les rigidités à la<br>baisse des salaires nominaux ?<br>Une étude sur quelques grands pays de l'OCDE</td></tr><tr><td>G 9716</td><td>N. IUNG - F. RUPPRECHT<br>Productivité de la recherche et rendements<br>d'échelle dans le secteur pharmaceutique<br>français</td></tr><tr><td>G 9717</td><td>E. DUGUET - I. KABLA<br>Appropriation strategy and the motivations to use<br>the patent system in France - An econometric<br>analysis at the firm level</td></tr><tr><td>G 9718</td><td>L.P. PELÉ - P. RALLE<br>Âge de la retraite : les aspects incitatifs du ré-<br>gime général</td></tr><tr><td>G 9719</td><td>ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing<br>Lexique macroéconomique français-chinois,<br>chinois-français</td></tr><tr><td>G 9720</td><td>M. HOUBEBINE - J.L. SCHNEIDER<br>Mesurer l'influence de la fiscalité sur la locali-<br>sation des entreprises</td></tr><tr><td>G 9721</td><td>A. MOUROUGANE<br>Crédibilité, indépendance et politique monétaire<br>Une revue de la littérature</td></tr><tr><td>G 9722</td><td>P. AUGERAUD - L. BRIOT<br>Les données comptables d'entreprises<br>Le système intermédiaire d'entreprises<br>Passage des données individuelles aux données<br>sectorielles</td></tr><tr><td>G 9723</td><td>P. AUGERAUD - J.E. CHAPRON<br>Using Business Accounts for Compiling National<br>Accounts: the French Experience</td></tr><tr><td>G 9724</td><td>P. AUGERAUD<br>Les comptes d'entreprise par activités - Le pas-<br>sage aux comptes - De la comptabilité<br>d'entreprise à la comptabilité nationale - A<br>paraitre</td></tr><tr><td>G 9801</td><td>H. MICHAUDON - C. PRIGENT<br>Présentation du modèle AMADEUS</td></tr><tr><td>G 9802</td><td>J. ACCARDO<br>Une étude de comptabilité générationnelle<br>pour la France en 1996</td></tr><tr><td>G 9803</td><td>X. BONNET - S. DUCHÈNE<br>Apports et limites de la modélisation<br>« Real Business Cycles »</td></tr><tr><td>G 9804</td><td>C. BARLET - C. DUGUET -<br>D. ENCAOUA - J. PRADEL<br>The Commercial Success of Innovations<br>An econometric analysis at the firm level in<br>French manufacturing</td></tr><tr><td>G 9805</td><td>P. CAHUC - Ch. GIANELLA -<br>D. GOUX - A. ZILBERBERG<br>Equalizing Wage Differences and Bargaining<br>Power - Evidence form a Panel of French Firms</td></tr><tr><td>G 9806</td><td>J. ACCARDO - M. JLASSI<br>La productivité globale des facteurs entre 1975<br>et 1996</td></tr><tr><td>G 9807</td><td>Bilan des activités de la Direction des Etudes et<br>Synthèses Economiques - 1997</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9808</td><td>A. MOUROUGANE<br>Can a Conservative Governor Conduct an Ac-<br>comodative Monetary Policy ?</td></tr><tr><td>G 9809</td><td>X. BONNET - E. DUBOIS - L. FAUVET<br>Asymétrie des inflations relatives et menus costs<br>: tests sur l'inflation française</td></tr><tr><td>G 9810</td><td>E. DUGUET - N. IUNG<br>Sales and Advertising with Spillovers at the firm<br>level: Estimation of a Dynamic Structural Model<br>on Panel Data</td></tr><tr><td>G 9811</td><td>J.P. BERTHIER<br>Congestion urbaine : un modèle de trafic de<br>pointe à courbe débit-vitesse et demande<br>élastique</td></tr><tr><td>G 9812</td><td>C. PRIGENT<br>La part des salaires dans la valeur ajoutée : une<br>approche macroéconomique</td></tr><tr><td>G 9813</td><td>A.Th. AERTS<br>L'évolution de la part des salaires dans la valeur<br>ajoutée en France reflète-t-elle les évolutions<br>individuelles sur la période 1979-1994 ?</td></tr><tr><td>G 9814</td><td>B. SALANIÉ<br>Guide pratique des séries non-stationnaires</td></tr><tr><td>G 9901</td><td>S. DUCHÈNE - A. JACQUOT<br>Une croissance plus riche en emplois depuis le<br>début de la décennie ? Une analyse en compa-<br>raison internationale</td></tr><tr><td>G 9902</td><td>Ch. COLIN<br>Modélisation des carrières dans Destinie</td></tr><tr><td>G 9903</td><td>Ch. COLIN<br>Evolution de la dispersion des salaires : un essai<br>de prospective par microsimulation</td></tr><tr><td>G 9904</td><td>B. CREPON - N. IUNG<br>Innovation, emploi et performances</td></tr><tr><td>G 9905</td><td>B. CREPON - Ch. GIANELLA<br>Wages inequalities in France 1969-1992<br>An application of quantile regression techniques</td></tr><tr><td>G 9906</td><td>C. BONNET - R. MAHIEU<br>Microsimulation techniques applied to inter-<br>generational transfers - Pensions in a dynamic<br>framework: the case of France</td></tr><tr><td>G 9907</td><td>F. ROSENWALD<br>L'impact des contraintes financières dans la dé-<br>cision d'investissement</td></tr><tr><td>G 9908</td><td>Bilan des activités de la DESE - 1998</td></tr><tr><td>G 9909</td><td>J.P. ZOYEM<br>Contrat d'insertion et sortie du RMI<br>Evaluation des effets d'une politique sociale</td></tr><tr><td>G 9910</td><td>Ch. COLIN - FI. LEGROS - R. MAHIEU<br>Bilans contributifs comparés des régimes de<br>retraite du secteur privé et de la fonction<br>publique</td></tr><tr><td>G 9911</td><td>G. LAROQUE - B. SALANIÉ<br>Une décomposition du non-emploi en France</td></tr><tr><td>G 9912</td><td>B. SALANIÉ<br>Une maquette analytique de long terme du<br>marché du travail</td></tr><tr><td>G 9912<br>Bis</td><td>Ch. GIANELLA<br>Une estimation de l'élasticité de l'emploi peu<br>qualifié à son coût</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9913</td><td>Division « Redistribution et Politiques Sociales »<br>Le modèle de microsimulation dynamique<br>DESTINIE</td></tr><tr><td>G 9914</td><td>E. DUGUET<br>Macro-commandes SAS pour l'économétrie des<br>panels et des variables qualitatives</td></tr><tr><td>G 9915</td><td>R. DUHAUTOIS<br>Evolution des flux d'emplois en France entre<br>1990 et 1996 : une étude empirique à partir du<br>fichier des bénéfices réels normaux (BRN)</td></tr><tr><td>G 9916</td><td>J.Y. FOURNIER<br>Extraction du cycle des affaires : la méthode de<br>Baxter et King</td></tr><tr><td>G 9917</td><td>B. CRÉPON - R. DESPLATZ - J. MAIRESSE<br>Estimating price cost margins, scale economies<br>and workers' bargaining power at the firm level</td></tr><tr><td>G 9918</td><td>Ch. GIANELLA - Ph. LAGARDE<br>Productivity of hours in the aggregate production<br>function: an evaluation on a panel of French<br>firms from the manufacturing sector</td></tr><tr><td>G 9919</td><td>S. AUDRIC - P. GIVORD - C. PROST<br>Evolution de l'emploi et des coûts par quali-<br>fication entre 1982 et 1996</td></tr><tr><td>G 2000/01</td><td>R. MAHIEU<br>Les déterminants des dépenses de santé : une<br>approche macroéconomique</td></tr><tr><td>G 2000/02</td><td>C. ALLARD-PRIGENT - H. GUILMEAU -<br>A. QUINET<br>The real exchange rate as the relative price of<br>nontrables in terms of tradables: theoretical<br>investigation and empirical study on French data</td></tr><tr><td>G 2000/03</td><td>J.-Y. FOURNIER<br>L'approximation du filtre passe-bande proposée<br>par Christiano et Fitzgerald</td></tr><tr><td>G 2000/04</td><td>Bilan des activités de la DESE - 1999</td></tr><tr><td>G 2000/05</td><td>B. CREPON - F. ROSENWALD<br>Investissement et contraintes de financement : le<br>poids du cycle<br>Une estimation sur données françaises</td></tr><tr><td>G 2000/06</td><td>A. FLIPO<br>Les comportements matrimoniaux de fait</td></tr><tr><td>G 2000/07</td><td>R. MAHIEU - B. SÉDILLOT<br>Microsimulations of the retirement decision: a<br>supply side approach</td></tr><tr><td>G 2000/08</td><td>C. AUDENIS - C. PROST<br>Déficit conjoncturel : une prise en compte des<br>conjonctures passées</td></tr><tr><td>G 2000/09</td><td>R. MAHIEU - B. SÉDILLOT<br>Equivalent patrimonial de la rente et souscription<br>de retraite complémentaire</td></tr><tr><td>G 2000/10</td><td>R. DUHAUTOIS<br>Ralentissement de l'investissement : petites ou<br>grandes entreprises ? industrie ou tertiaire ?</td></tr><tr><td>G 2000/11</td><td>G. LAROQUE - B. SALANIÉ<br>Temps partiel féminin et incitations financières à<br>l'emploi</td></tr><tr><td>G 2000/12</td><td>Ch. GIANELLA<br>Local unemployment and wages</td></tr><tr><td>G 2000/13</td><td>B. CREPON - Th. HECKEL<br>- Informatisation en France : une évaluation à<br>partir de données individuelles</td></tr></table>
- Computerization in France: an evaluation based on individual company data

G2001/01 F. LEQUILLER
- La nouvelle économie et la mesure de la croissance du PIB

- The new economy and the measurement of GDP growth

G2001/02 S. AUDRIC
La reprise de la croissance de l'emploi profonde-t-elle aussi aux non-diplômés ?

G2001/03 I. BRAUN-LEMAIRE
Evolution et répartition du surplus de productivité

G2001/04 A. BEAUDU - Th. HECKEL
Le canal du crédit fonctionne-t-il en Europe ? Une étude de l'hétérogénéité des comportements d'investissement à partir de données de bilan agrégées

G2001/05 C. AUDENIS - P. BISCOURP - N. FOURCADE - O. LOISEL
Testing the augmented Solow growth model : An empirical reassessment using panel data

G2001/06 R. MAHIEU - B. SÉDILLOT
Départ à la retraite, irréversibilité et incertitude

G2001/07 Bilan des activités de la DESE - 2000

G2001/08 J. Ph. GAUDEMET
Les dispositifs d'acquisition à titre facultatif d'annuités viagères de retraite

G2001/09 B. CRÉPON - Ch. GIANELLA
Fiscalité, coût d'usage du capital et demande de facteurs : une analyse sur données individuelles

G2001/10 B. CRÉPON - R. DESPLATZ
Evaluation des effets des dispositifs d'allégements de charges sociales sur les bas salaires

G2001/11 J.-Y. FOURNIER
Comparaison des salaires des secteurs public et privé

G2001/12 J.-P. BERTHIER - C. JAULENT
R. CONVENEVOLE - S. PISANI
Une méthodologie de comparaison entre consommations intermédiaires de source fiscale et de comptabilité nationale

G2001/13 P. BISCOURP - Ch. GIANELLA
Substitution and complementarity between capital, skilled and less skilled workers: an analysis at the firm level in the French manufacturing industry

G2001/14 I. ROBERT-BOBEE
Modelling demographic behaviours in the French microsimulation model Destinie: An analysis of future change in completed fertility

G2001/15 J.-P. ZOYEM
Diagnostic sur la pauvreté et calendrier de revenus : le cas du "Panel européen des ménages"

G2001/16 J.-Y. FOURNIER - P. GIVORD
La réduction des taux d'activité aux âges extrêmes, une spécificité française ?

G2001/17 C. AUDENIS - P. BISCOURP - N. RIEDINGER
Existe-t-il une asymétrie dans la transmission du prix du brut aux prix des carburants ?

G2002/01 F. MAGNIEN - J.-L. TAVERNIER - D. THESMAR
Les statistiques internationales de PIB par habitant en standard de pouvoir d'achat : une analyse des résultats

G2002/02 Bilan des activités de la DESE - 2001

G2002/03 B. SÉDILLOT - E. WALRAET
La cessation d'activité au sein des couples : y a-t-il interdépendance des choix ?

G2002/04 G. BRILHAULT
- Rétroposition des séries de FBCF et calcul du capital fixe en SEC-95 dans les comptes nationaux français

- Rétroposition of the investment series (GFCF) and estimation of fixed capital stocks on the ESA-95 basis for the French balance sheets

G2002/05 P. BISCOURP - B. CRÉPON - T. HECKEL - N. RIEDINGER
How do firms respond to cheaper computers? Microeconomic evidence for France based on a production function approach

G2002/06 C. AUDENIS - J. DEROYON - N. FOURCADE
L'impact des nouvelles technologies de l'information et de la communication sur l'économie française - un bouclage macro-économique

G2002/07 J. BARDAJI - B. SÉDILLOT - E. WALRAET
Évaluation de trois réformes du Régime Général d'assurance vieillesse à l'aide du modèle de microsimulation DESTINIE

G2002/08 J.-P. BERTHIER
Réflexions sur les différentes notions de volume dans les comptes nationaux : comptes aux prix d'une année fixe ou aux prix de l'année précédente, séries chaînées

G2002/09 F. HILD
Les soldes d'opinion résument-ils au mieux les réponses des entreprises aux enquêtes de conjoncture ?

G2002/10 I. ROBERT-BOBÉE
Les comportements démographiques dans le modèle de microsimulation Destinie - Une comparaison des estimations issues des enquêtes Jeunes et Carrières 1997 et Histoire Familiale 1999

G2002/11 J.-P. ZOYEM
La dynamique des bas revenus : une analyse des entrées-sorties de pauvreté

G2002/12 F. HILD
Prévisions d'inflation pour la France

G2002/13 M. LECLAIR
Réduction du temps de travail et tensions sur les facteurs de production

G2002/14 E. WALRAET - A. VINCENT
- Analyse de la redistribution intragénérationnelle dans le système de retraite des salariés du privé - Une approche par microsimulation

- Intragenerational distributional analysis in the french private sector pension scheme - A microsimulation approach

G2002/15 P. CHONE - D. LE BLANC - I. ROBERT-BOBEE
Offre de travail féminine et garde des jeunes enfants

G2002/16 F. MAUREL - S. GREGOIR
Les indices de compétitivité des pays : interprétation et limites

G2003/01 N. RIEDINGER - E. HAUVY
Le coût de dépollution atmosphérique pour les entreprises françaises : Une estimation à partir de données individuelles

G2003/02 P. BISCOURP et F. KRAMARZ
Création d'emplois, destruction d'emplois et internationalisation des entreprises industrielles françaises : une analyse sur la période 1986-1992

G2003/03 Bilan des activités de la DESE - 2002

G2003/04 P.-O. BEFFY - J. DEROYON - N. FOURCADE - S. GREGOIR - N. LAÎB - B. MONFORT
Évolutions démographiques et croissance : une projection macro-économique à l'horizon 2020

G2003/05 P. AUBERT
La situation des salariés de plus de cinquante ans dans le secteur privé

G2003/06 P. AUBERT - B. CRÉPON
Âge, salaire et productivité
La productivité des salariés décline-t-elle en fin de carrière ?

G2003/07 H. BARON - P.O. BEFFY - N. FOURCADE - R. MAHIEU
Le ralentissement de la productivité du travail au cours des années 1990

G2003/08 P.-O. BEFFY - B. MONFORT
Patrimoine des ménages, dynamique d'allocation et comportement de consommation

G2003/09 P. BISCOURP - N. FOURCADE
Peut-on mettre en évidence l'existence de rigidités à la baisse des salaires à partir de données individuelles ? Le cas de la France à la fin des années 90

G2003/10 M. LECLAIR - P. PETIT
Présence syndicale dans les firmes : quel impact sur les inégalités salariales entre les hommes et les femmes ?

G2003/11 P.-O. BEFFY - X. BONNET - M. DARRACQ-PARIES - B. MONFORT
MZE: a small macro-model for the euro area

G2004/01 P. AUBERT - M. LECLAIR
La compétitivité exprimée dans les enquêtes trimestrielles sur la situation et les perspectives dans l'industrie

G2004/02 M. DUÉE - C. REBILLARD
La dépendance des personnes âgées : une projection à long terme

G2004/03 S. RASPILLER - N. RIEDINGER
Régulation environnementale et choix de localisation des groupes français

G2004/04 A. NABOULET - S. RASPILLER
Les déterminants de la décision d'investir : une approche par les perceptions subjectives des firmes

G2004/05 N. RAGACHE
La déclaration des enfants par les couples non mariés est-elle fiscalement optimale ?

G2004/06 M. DUÉE
L'impact du chômage des parents sur le devenir scolaire des enfants

G2004/07 P. AUBERT - E. CAROLI - M. ROGER
New Techologies, Workplace Organisation and the Age Structure of the Workforce: Firm-Level Evidence

G2004/08 E. DUGUET - C. LELARGE
Les brevets accroissent-ils les incitations privées à innover ? Un examen microéconomique

G2004/09 S. RASPILLER - P. SILLARD
Affiliating versus Subcontracting: the Case of Multinationals

G2004/10 J. BOISSINOT - C. L'ANGEVIN - B. MONFORT
Public Debt Sustainability: Some Results on the French Case

G2004/11 S. ANANIAN - P. AUBERT
Travailleurs âgés, nouvelles technologies et changements organisationnels : un réexamen à partir de l'enquête « REPONSE »

G2004/12 X. BONNET - H. PONCET
Structures de revenus et propensions différentes à consommer - Vers une équation de consommation des ménages plus robuste en prévision pour la France

G2004/13 C. PICART
Évaluer la rentabilité des sociétés non financières

G2004/14 J. BARDAJI - B. SÉDILLOT - E. WALRAET
Les retraites du secteur public : projections à l'horizon 2040 à l'aide du modèle de microsimulation DESTINIE

G2005/01 S. BUFFETEAU - P. GODEFROY
Conditions de départ en retraite selon l'âge de fin d'études : analyse prospective pour les générations 1945 a1974

G2005/02 C. AFSA - S. BUFFETEAU
L'évolution de l'activité féminine en France : une approche par pseudo-panel

G2005/03 P. AUBERT - P. SILLARD
Délocalisations et réductions d'effectifs dans l'industrie française

G2005/04 M. LECLAIR - S. ROUX
Mesure et utilisation des emplois instables dans les entreprises

G2005/05 C. L'ANGEVIN - S. SERRAVALLE
Performances à l'exportation de la France et de l'Allemagne - Une analyse par secteur et destination géographique

G2005/06 Bilan des activités de la Direction des Études et Synthèses Economiques - 2004

G2005/07 S. RASPILLER
La concurrence fiscale : principaux enseignements de l'analyse économique

G2005/08 C. L'ANGEVIN - N. LAÎB
Éducation et croissance en France et dans un panel de 21 pays de l'OCDE

G2005/09 N. FERRARI
Prévoir l'investissement des entreprises
Un indicateur des révisions dans l'enquête de conjoncture sur les investissements dans l'industrie.
G2005/10 P.-O. BEFFY - C. L'ANGEVIN
Chômage et boucle prix-salaires : apport d'un modèle « qualifiés/peu qualifiés »

G2005/11 B. HEITZ
A two-states Markov-switching model of inflation in France and the USA: credible target VS inflation spiral

G2005/12 O. BIAU - H. ERKEL-ROUSSE - N. FERRARI
Réponses individuelles aux enquêtes de conjoncture et prévision macroéconomiques : Exemple de la prévision de la production manufacturière

G2005/13 P. AUBERT - D. BLANCHET - D. BLAU
The labour market after age 50: some elements of a Franco-American comparison

G2005/14 D. BLANCHET - T. DEBRAND - P. DOUGRON - P. POLLET
L'enquête SHARE : présentation et premiers résultats de l'édition française

G2005/15 M. DUÉE
La modélisation des comportements démographiques dans le modèle de microsimulation DESTINIE

G2005/16 H. RAOUI - S. ROUX
Étude de simulation sur la participation versée aux salariés par les entreprises

G2006/01 C. BONNET - S. BUFFETEAU - P. GODEFROY
Disparités de retraite de droit direct entre hommes et femmes : quelles évolutions ?

G2006/02 C. PICART
Les gazelles en France

G2006/03 P. AUBERT - B. CRÉPON - P. ZAMORA
Le rendement apparent de la formation continue dans les entreprises : effets sur la productivité et les salaires

G2006/04 J.-F. OUVRARD - R. RATHELOT
Demographic change and unemployment: what do macroeconometric models predict?

G2006/05 D. BLANCHET - J.-F. OUVRARD
Indicateurs d'engagements implicites des systèmes de retraite : chiffrages, propriétés analytiques et réactions à des chocs démographiques types

G2006/06 G. BIAU - O. BIAU - L. ROUVIERE
Nonparametric Forecasting of the Manufacturing Output Growth with Firm-level Survey Data

G2006/07 C. AFSA - P. GIVORD
Le rôle des conditions de travail dans les absences pour maladie

G2006/08 P. SILLARD - C. L'ANGEVIN - S. SERRAVALLE
Performances comparées à l'exportation de la France et de ses principaux partenaires
Une analyse structurelle sur 12 ans

G2006/09 X. BOUTIN - S. QUANTIN
Une méthodologie d'évaluation comptable du coût du capital des entreprises françaises : 1984-2002

G2006/10 C. AFSA
L'estimation d'un coût implicite de la pénibilité du travail chez les travailleurs âgés

G2006/11 C. LELARGE
Les entreprises (industrielles) françaises sont-elles à la frontière technologique ?

G2006/12 O. BIAU - N. FERRARI
Théorie de l'opinion
Faut-il pondérer les réponses individuelles ?

G2006/13 A. KOUBI - S. ROUX
Une réinterprétation de la relation entre productivité et inégalités salariales dans les entreprises

G2006/14 R. RATHELOT - P. SILLARD
The impact of local taxes on plants location decision

G2006/15 L. GONZALEZ - C. PICART
Diversification, recentrage et poids des activités de support dans les groupes (1993-2000)

G2007/01 D. SRAER
Allègements de cotisations patronales et dynamique salariale

G2007/02 V. ALBOUY - L. LEQUIEN
Les rendements non monétaires de l'éducation : le cas de la santé

G2007/03 D. BLANCHET - T. DEBRAND
Aspiration à la retraite, santé et satisfaction au travail : une comparaison européenne

G2007/04 M. BARLET - L. CRUSSON
Quel impact des variations du prix du pétrole sur la croissance française ?

G2007/05 C. PICART
Flux d'emploi et de main-d'œuvre en France : un réexamen

G2007/06 V. ALBOUY - C. TAVAN
Massification et démocratisation de l'enseignement supérieur en France

G2007/07 T. LE BARBANCHON
The Changing response to oil price shocks in France : a DSGE type approach

G2007/08 T. CHANEY - D. SRAER - D. THESMAR
Collateral Value and Corporate Investment Evidence from the French Real Estate Market

G2007/09 J. BOISSINOT
Consumption over the Life Cycle: Facts for France

G2007/10 C. AFSA
Interpréter les variables de satisfaction : l'exemple de la durée du travail

G2007/11 R. RATHELOT - P. SILLARD
Zones Franches Urbaines : quels effets sur l'emploi salarié et les créations d'établissements ?

G2007/12 V. ALBOUY - B. CRÉPON
Aléa moral en santé : une évaluation dans le cadre du modèle causal de Rubin

G2008/01 C. PICART
Les PME françaises : rentables mais peu dynamiques

G2008/02 P. BISCOURP - X. BOUTIN - T. VERGÉ
The Effects of Retail Regulations on Prices Evidence form the Loi Galland

G2008/03 Y. BARBESOL - A. BRIANT
Économies d'agglomération et productivité des entreprises : estimation sur données individuelles françaises

G2008/04 D. BLANCHET - F. LE GALLO
Les projections démographiques : principaux mécanismes et retour sur l'expérience française

G2008/05 D. BLANCHET - F. TOUTLEMONDE
Évolutions démographiques et déformation du cycle de vie active : quelles relations ?

G2008/06 M. BARLET - D. BLANCHET - L. CRUSSON
Internationalisation et flux d'emplois : que dit une approche comptable ?

G2008/07 C. LELARGE - D. SRAER - D. THESMAR
Entrepreneurship and Credit Constraints - Evidence from a French Loan Guarantee Program

G2008/08 X. BOUTIN - L. JANIN
Are Prices Really Affected by Mergers?

G2008/09 M. BARLET - A. BRIANT - L. CRUSSON
Concentration géographique dans l'industrie manufacturière et dans les services en France : une approche par un indicateur en continu

G2008/10 M. BEFFY - É. COUDIN - R. RATHELOT
Who is confronted to insecure labor market histories? Some evidence based on the French labor market transition

G2008/11 M. ROGER - E. WALRAET
Social Security and Well-Being of the Elderly: the Case of France

G2008/12 C. AFSA
Analyser les composantes du bien-être et de son évolution
Une approche empirique sur données individuelles

G2008/13 M. BARLET - D. BLANCHET - T. LE BARBANCHON
Microsimuler le marché du travail : un prototype

G2009/01 P.-A. PIONNIER
Le partage de la valeur ajoutée en France, 1949-2007

G2009/02 Laurent CLAVEL - Christelle MINODIER
A Monthly Indicator of the French Business Climate

G2009/03 H. ERKEL-ROUSSE - C. MINODIER
Do Business Tendency Surveys in Industry and Services Help in Forecasting GDP Growth?
A Real-Time Analysis on French Data

G2009/04 P. GIVORD - L. WILNER
Les contrats temporaires : trappe ou marchepied vers l'emploi stable ?

G2009/05 G. LALANNE - P.-A. PIONNIER - O. SIMON
Le partage des fruits de la croissance de 1950 à 2008 : une approche par les comptes de surplus

G2009/06 L. DAVEZIES - X. D'HAULTFOEUILLE
Faut-il pondérer ?... Ou l'éternelle question de l'économètre confronté à des données d'enquête

G2009/07 S. QUANTIN - S. RASPILLER - S. SERRAVALLE
Commerce intragroupe, fiscalité et prix de transferts : une analyse sur données françaises

G2009/08 M. CLERC - V. MARCUS
Élasticités-prix des consommations énergétiques des ménages

G2009/09 G. LALANNE - E. POULIQUEN - O. SIMON
Prix du pétrole et croisssance potentielle à long terme

G2009/10 D. BLANCHET - J. LE CACHEUX - V. MARCUS
Adjusted net savings and other approaches to sustainability: some theroretical background

G2009/11 V. BELLAMY - G. CONSALES - M. FESSEAU - S. LE LAIDIER - É. RAYNAUD
Une décomposition du compte des ménages de la comptabilité nationale par catégorie de ménage en 2003

G2009/12 J. BARDAJI - F. TALLET
Detecting Economic Regimes in France: a Qualitative Markov-Switching Indicator Using Mixed Frequency Data

G2009/13 R. AEBERHARDT - D. FOUGÈRE - R. RATHELOT

Discrimination à l'embauche : comment exploiter les procédures de testing ?

G2009/14 Y. BARBESOL - P. GIVORD - S. QUANTIN
Partage de la valeur ajoutée, approche par données microéconomiques

G2009/15 I. BUONO - G. LALANNE
The Effect of the Uruguay round on the Intensive and Extensive Margins of Trade

G2010/01 C. MINODIER
Avantages comparés des séries des premières valeurs publiées et des séries des valeurs révisées - Un exercice de prévision en temps réel de la croissance trimestrielle du PIB en France

G2010/02 V. ALBOUY - L. DAVEZIES - T. DEBRAND
Health Expenditure Models: a Comparison of Five Specifications using Panel Data

G2010/03 C. KLEIN - O. SIMON
Le modèle MÉSANGE réestimé en base 2000
Tome 1 – Version avec volumes à prix constants

G2010/04 M.-É. CLERC - É. COUDIN
L'IPC, miroir de l'évolution du coût de la vie en France ? Ce qu'apporte l'analyse des courbes d'Engel

G2010/05 N. CECI-RENAUD - P.-A. CHEVALIER
Les seuils de 10, 20 et 50 salariés : impact sur la taille des entreprises françaises

G2010/06 R. AEBERHARDT - J. POUGET
National Origin Differences in Wages and Hierarchical Positions - Evidence on French Full-Time Male Workers from a matched Employer-Employee Dataset

G2010/07 S. BLASCO - P. GIVORD
Les trajectoires professionnelles en début de vie active : quel impact des contrats temporaires ?

G2010/08 P. GIVORD
Méthodes économétriques pour l'évaluation de politiques publiques

G2010/09 P.-Y. CABANNES - V. LAPÈGUE - E. POULIQUEN - M. BEFFY - M. GAINI
Quelle croissance de moyen terme après la crise ?

G2010/10 I. BUONO - G. LALANNE
La réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers étrangers
G2010/11 R. RATHELOT - P. SILLARD
L'apport des méthodes à noyaux pour mesurer la concentration géographique - Application à la concentration des immigrés en France de 1968 à 1999

G2010/12 M. BARATON - M. BEFFY - D. FOUGÈRE
Une évaluation de l'effet de la réforme de 2003 sur les départs en retraite - Le cas des enseignants du second degré public

G2010/13 D. BLANCHET - S. BUFFETEAU - E. CRENNER
S. LE MINEZ
Le modèle de microsimulation Destinie 2 : principales caractéristiques et premiers résultats

G2010/14 D. BLANCHET - E. CRENNER
Le bloc retraites du modèle Destinie 2 :
guide de l'utilisateur

G2010/15 M. BARLET - L. CRUSSON - S. DUPUCH - F. PUECH
Des services échangés aux services échangeables : une application sur données françaises

G2010/16 M. BEFFY - T. KAMIONKA
Public-private wage gaps: is civil-servant human capital sector-specific?

G2010/17 P.-Y. CABANNES - H. ERKEL-ROUSSE - G. LALANNE - O. MONSO - E. POULIQUEN
Le modèle Mésange réestimé en base 2000
Tome 2 - Version avec volumes à prix chaînés