# La réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers étrangers

Ines Buono, Guy Lalanne

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Ines Buono, Guy Lalanne. La réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers étrangers. 2010. hal-05486311

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Direction des Études et Synthèses Économiques

G 2010 / 10

La réaction des entreprises françaises
à la baisse des tarifs douaniers étrangers

Ines BUONO et Guy LALANNE

Document de travail
INSTITUT NATIONAL DE LA STATISTIQUE ET DES ÉTUDES ÉCONOMIQUES

Série des documents de travail
de la Direction des Études et Synthèses Économiques

G 2010 / 10

La réaction des entreprises françaises
à la baisse des tarifs douaniers étrangers

Ines BUONO* et Guy LALANNE**

JUIN 2010

Nous remercions Françoise LE GALLO pour son aide sur les nomenclatures et Vivien ROUSSEZ pour son aide concernant les données douanières. Nous remercions également Matthieu CROZET, Éric DUBOIS, Hélène ERKEL-ROUSSE, Farid TOUBAL ainsi qu'un rapporteur pour leurs commentaires sur une première version.

<footnote>* Banca d'Italia, via Nazionale 91, 00184, Rome, Italy</footnote>

<footnote>* Département des Études Économiques d'Ensemble - Division « Croissance et Politiques Macroéconomiques »
Timbre G220 - 15, bd Gabriel Péri - BP 100 - 92244 MALAKOFF CEDEX</footnote>
# La réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers étrangers

## Résumé

Nous estimons la réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers qui a eu lieu à la fin des années 1990, principalement suite à la signature du cycle de l'Uruguay. Pour cela, nous utilisons les données douanières françaises ainsi que les tarifs fournis par la base TRAINS. Comme dans Buono et Lalanne (2009), le fait que les tarifs douaniers varient au cours du temps, contrairement à la distance, permet d'exploiter la structure de panel des données. Les résultats et la réaction estimée des entreprises à une modification des coûts variables à l'exportation s'en trouvent fortement affectés. En coupe, on trouve que l'effet des tarifs douaniers sur les exportations transite aussi bien par le nombre d'entreprises exportatrices - la marge extensive - que par les exportations par entreprise -la marge intensive. Avec des données en panel, seule la marge intensive réagit suite aux réductions tarifaires. Afin de comprendre plus précisément ce résultat, nous étudions le rôle joué par les exportateurs en place. Ils seraient responsables de 95 % de la réponse des exportations françaises aux réductions tarifaires. Enfin, nous trouvons que les entreprises répondent à cette baisse des coûts en augmentant les montants exportés par produit plutôt qu'en exportant de nouveaux produits.

**Mots-clés** : Tarifs douaniers, Marges du commerce, Cycle d'Uruguay

# The reaction of French firms to the decrease of foreign tariffs

## Abstract

We estimate the reaction of French firms to the drop in tariffs that has occurred in the late 1990s, mainly as a consequence of the Uruguay Round Agreement. To perform this estimation, we use data from the French customs and tariff rates provided by the TRAINS data base. Like in Buono and Lalanne (2009), we take advantage of the variations in tariffs over time. It allows us to exploit the panel structure of the data, which is not possible when using distance instead of tariffs. The results and the estimated reaction of firms to changes in variable export costs are strongly affected. From a cross-section, we find that the effect of tariffs on exports channels evenly through the number of exporting firms - the extensive margin - and through the exports per firm - the intensive margin. When using the panel structure, only the intensive margin reacts to tariff reductions. To understand what underlies this result, we study the role played by incumbent exporters. The latter are responsible for 95 % of the response of French exports to tariff reductions. Finally, we find that firms respond to these lower export costs by increasing their amounts exported by product rather than by exporting new products.

**Keywords:** Tariffs, Trade margins, Uruguay Round

**Classification JEL** : F10, F13, F14
Introduction

Les coûts liés au commerce affectent-ils les échanges internationaux en décourageant les entreprises d'exporter ou en diminuant les volumes exportés ? Quel rôle jouent les exportateurs déjà en place dans l'augmentation des flux sous l'effet d'une baisse des coûts à l'exportation ? La diversification des produits exportés joue-t-elle un rôle significatif dans la stratégie de développement des entreprises ? Ces questions sont particulièrement intéressantes d'un point de vue de politique économique. Si les effets des tarifs douaniers se traduisent plus à travers les volumes exportés par entreprise, alors l'économie verra une réallocation des ressources vers les exportateurs, habituellement plus grands et plus productifs que les autres entreprises (Bernard et al. (2007)). À l'inverse, si les tarifs douaniers se répercutent sur le nombre d'exportateurs, ils permettent de faire croître des entreprises en devenir.

Dans ce travail, nous traitons ces questions en utilisant les tarifs douaniers comme mesure des coûts variables liés à l'exportation et en nous appuyant sur une réduction tarifaire multilatérale, le cycle d'Uruguay, comme source de variation. Nous estimons l'impact des tarifs douaniers sur différentes dimensions des exportations françaises. En particulier, nous obtenons un ordre de grandeur de l'effet des réductions tarifaires sur la marge extensive au niveau de l'entreprise (le nombre d'exportateurs), la marge intensive au niveau de l'entreprise (montant exporté moyen par entreprise, mais aussi par exportateur en place), la marge extensive au niveau du produit (nombre moyen de produits exportés par entreprise) et la marge intensive au niveau du produit (montant moyen exporté par entreprise et par produit).

Les réponses à ces questions utilisent les développements récents de la littérature académique sur le commerce international. Suite à l'introduction d'hétérogénéité entre les firmes, les nouveaux modèles théoriques (Mélitz (2003) et Chaney (2008), par exemple) ont amené à décomposer les variations des échanges commerciaux totaux selon les différentes marges. De plus, certains papiers récents (Bernard et al. (2005)) ont souligné l'importance des entreprises les plus grandes, à même d'exporter plusieurs produits. Les principales prédictions de ces modèles sont liées aux effets différenciés des coûts fixes et variables à l'exportation sur les marges du commerce.

Notre travail est relié aux travaux empiriques distinguant marges extensive et intensive. À partir de données des douanes françaises de l'année 1986, Eaton et al. (2004) trouvent que la marge extensive explique la majeure partie de la variance des exportations en coupe. Crozet et Koenig (2010) estiment des équations de gravité sur les deux marges en utilisant la distance comme mesure des coûts de transport. Ils calculent alors à partir des estimations les valeurs des paramètres structurels du modèle de Chaney (2008). Ces deux études attribuent un rôle important à la marge extensive.
Notre analyse se différencie des études précédentes par l'utilisation des tarifs douaniers, qui varient
au cours du temps, au lieu de la distance, pour mesurer les coûts variables à l'exportation. Ceci nous
permet d'exploiter les données de douanes en panel et donc de prendre en compte l'hétérogénéité
inobservée des couples secteur - pays de destination. Dans une précédente étude (Buono et Lalanne,
2009), nous avons montré que les résultats s'en trouvent modifiés. Quand la structure de panel n'est pas
exploitée, nous avons trouvé que l'effet des tarifs douaniers transparaissait significativement à travers
les deux marges extensive et intensive de manière équilibrée. Ces résultats sont comparables à ceux
obtenus jusqu'ici par les études qui utilisaient la distance. Cependant, l'utilisation de la dimension
temporelle de nos données faisait ressortir que la réduction des tarifs d'un partenaire commercial dans
un secteur donné ne se traduisait que par une augmentation des montants exportés par entreprise. Nous
avons considéré les problèmes économétriques induits par l'existence de flux nuls et par la structure
d'hétéroscédasticité des données de commerce en estimant un modèle de Poisson (PPML).

Dans cet article, nous montrons tout d'abord que ces résultats sont robustes à l'utilisation d'une
nomenclature sectorielle plus fine (CITI4¹ au lieu de NES3²) qui nous permet de mieux relier un
flux commercial au tarif douanier auquel l'exportateur a fait face. Ensuite, nous nous penchons plus
particulièrement sur le rôle des exportateurs déjà en place, en décomposant l'effet des tarifs sur la marge
intensive entre l'effet sur l'augmentation des montants exportés par les exportateurs en place et l'effet
lié à l'entrée de nouvelles entreprises exportant de faibles montants. Enfin, nous utilisons les données
sur les échanges commerciaux au niveau des produits NC8³ (environ 8 841 produits manufacturés que
nous rapprochons de la classification CITI4) afin d'estimer la part de la réponse des entreprises liée à
l'augmentation du nombre de produits exportés.

Dans cette étude, comme dans la précédente, l'élasticité des exportations aux tarifs douaniers est estimée aux alentours de -2, ce qui correspond à l'ordre de grandeur estimé par Baier et Bergstrand (2001) et Haveman et al. (2003). La décomposition de l'élasticité selon les marges a été estimée par Debaere et Mostashari (2005) sur des données agrégées américaines, mais concernait les importations et utilisait une définition macroéconomique des deux marges (nombre de produits et exportations par produit). Le résultat le plus comparable au nôtre est celui de Feinberg et Keane (2009) qui estiment un modèle structurel de décision d'exportations sur les entreprises multinationales aux États-Unis et au Canada. Ils ne trouvent aucun effet des tarifs douaniers sur les décisions d'exportations.

Notre analyse s'effectue en trois temps. Dans un premier temps, comme dans Buono et Lalanne
(2009), nous montrons que la marge extensive contribue à hauteur de la moitié de l'effet total dans

<footnote n="1">¹Classification Internationale Type par Industrie.</footnote>

<footnote n="2">²Nomenclature Économique de Synthèse.</footnote>

<footnote n="3">³Nomenclature Combinée.</footnote>
les données en coupe. À l'inverse, quand nous utilisons la structure de panel, la réduction des tarifs douaniers ne se traduit plus par une augmentation du nombre d'exportateurs, mais seulement par une augmentation des valeurs moyennes exportées par entreprise.

Cependant, la définition précédente des marges, qui correspond à celle employée par la littérature empirique sur le sujet, ne nous permet pas directement d'observer la dynamique d'entrée et de sortie des entreprises. Il serait en effet possible que la réduction des tarifs ait été accompagnée par un fort renouvellement des entreprises, les anciens exportateurs étant remplacés par des nouveaux qui exportent des montants plus élevés. Dans un deuxième temps, nous examinons alors dans quelle mesure cette éventualité peut changer l'interprétation des résultats précédents. Dans cette optique, nous étudions l'expansion des montants exportés par les exportateurs en place au début de la période. Nous montrons que l'effet de la baisse tarifaire transite à 95 % par ces entreprises (même à un horizon temporel de 7 ans, 1994-2001).

Dans un troisième temps, nous exploitons l'information sur les produits exportés pour décomposer la marge intensive entre les exportations moyennes par entreprise et par produit et le nombre de produits exportés. Ceci permet d'analyser comment les réductions tarifaires touchent la structure des exportations au sein d'une entreprise. Les résultats suggèrent que le cycle d'Uruguay n'a affecté que les exportations moyennes par produit et par entreprise, mais pas le nombre moyen de produits exportés par entreprise.

La faible réaction de la marge extensive (à la fois au niveau de l'entreprise et du produit) sug-
gère donc, soit que les entreprises qui auraient eu intérêt à se mettre à exporter ont fait face à des
rigidités (sur le marché du crédit ou du travail, par exemple) ou des barrières à l'entrée, soit que la
réduction tarifaire a été trop faible au regard des coûts fixes à l'exportation pour générer une réaction
de la marge extensive. Ces coûts fixes, qui peuvent aller des frais administratifs à la mise en place
d'un réseau de distribution local, peuvent être réduits par des mesures de politique économique. Nos
résultats suggèrent alors que ces mesures pourraient être complémentaires aux réductions tarifaires
afin d'amplifier la réponse des exportations via la marge extensive. Selon les implications normatives
des nouveaux modèles de commerce international à la Mélitz (2003), l'émergence de nouveaux expor-
tateurs assurerait une plus grande efficience productive, les nouveaux exportateurs voyant leur taille
augmenter au détriment d'entreprises moins productives et cantonnées à un seul secteur.
# 1 Une réaction qui passe essentiellement par la marge intensive

Dans cette partie, nous répliquons les résultats obtenus par Buono et Lalanne (2009) sur des données plus désagrégées au niveau sectoriel avant de poursuivre l'analyse dans les parties suivantes<fnref n="4" />. Il y a ici et dans toute la suite 127 secteurs manufacturiers (niveau 4 de la classification CITI) et 8 841 produits. Par exemple, le secteur « Fabrication de jeux et jouets » contient 23 produits au niveau NC8 tels que les puzzles, les billards et les cartes à jouer, entre autres<fnref n="5" />. Nous nous concentrons dans la suite sur les exportations françaises, et par conséquent sur les tarifs douaniers imposés par les pays tiers sur les produits européens.

Avant de présenter les résultats, nous introduisons brièvement les caractéristiques de l'accord multi-latéral à l'origine des variations de tarifs douaniers sur lesquelles repose l'estimation. Selon les rapports officiels de l'OMC, le cycle d'Uruguay (1986-1994) a rassemblé 117 pays qui se sont accordés sur des réductions de tarifs douaniers entre eux. Les accords ont porté sur des bornes supérieures limitant les tarifs douaniers. Cependant, de nombreux pays ont appliqué des taux effectifs plus faibles. Dans ce travail, nous utilisons les tarifs douaniers effectifs<fnref n="6" />. Trois raisons justifient ce choix.

1. Il s'agit du tarif douanier effectivement appliqué aux entreprises.

2. Certains tarifs n'étaient pas bornés avant le cycle d'Uruguay, ce qui exclut de mesurer la réduction de la borne pour les produits correspondants.

3. La réduction des bornes tarifaires montre beaucoup moins de variation sur la période que la réduction des tarifs effectifs.

Les réductions se sont étalées sur cinq ans (1995-2000), sauf pour certaines exceptions<fnref n="7" />. En particulier, le secteur agricole est exclu de l'analyse, étant donné son traitement particulier dans le cycle d'Uruguay.

Le graphique 1 présente la baisse des tarifs douaniers entre 1994 (avant le cycle d'Uruguay) et 2001 (après le cycle d'Uruguay) comme fonction de leur niveau initial en 1994. Chaque point correspond à une observation (un secteur dans un pays partenaire). Il apparaît que la réduction des tarifs a bien été effective et que son amplitude est liée à leur valeur initiale. Les variations de tarifs douaniers

<footnote n="4">⁴Cette partie reprend donc certains éléments de Buono et Lalanne (2009). Le lecteur pourra s'y référer pour une discussion beaucoup plus complète sur les données et sur les méthodes économétriques. L'encadré A décrit succinctement les données utilisées.</footnote>

<footnote n="5">⁵Les informations sur les produits sont utilisées dans la partie 3.</footnote>

<footnote n="6">⁶Plus précisément, les tarifs douaniers *ad-valorem* moyens (moyenne non pondérée) par secteur. On peut se référer à l'encadré A pour plus de détails sur les données.</footnote>

<footnote n="7">⁷Pour certains pays et certains secteurs (notamment les produits du textile et de l'habillement qui faisaient partie de l'accord multifibre), les mesures ont été échelonnées jusqu'en 2004. Même si en 2002, à la fin des données de notre étude, la mise en place des mesures n'était pas totalement terminée, nous considérons que la majeure partie des réductions tarifaires étaient déjà effectives.</footnote>
au cours de la mise en place des réductions décidées lors du cycle d'Uruguay sont en outre très différentes suivant les pays et les secteurs<fnref n="8" />. Le graphique 2 l'illustre pour deux pays partenaires : un pays développé (l'Australie) et un pays en voie de développement (les Philippines). Pour ces deux pays, comme pour la majorité des pays considérés, les variations de tarifs sont suffisamment hétérogènes pour qu'une estimation de leurs effets soit possible.

<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>Graphique 1 – Réduction des tarifs en fonction de leur niveau initial</figcaption></figure>

Source : Base TRAINS et calculs des auteurs.

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Graphique 2 – Réduction des tarifs en fonction de leur niveau initial (Australie et Philippines)</figcaption></figure>

Source : Base TRAINS et calculs des auteurs.

Le tableau 1 contient les résultats de l'estimation d'une « équation de gravité ». Une « équation de

<footnote n="8">⁸Dans Buono et Lalanne (2009), nous expliquons plus en détail les caractéristiques des réductions liées au cycle d'Uruguay et les utilisons pour mener une approche par variables instrumentales.</footnote>
gravité » relie les exportations d'un pays vers un autre à la distance entre ces deux pays et aux poids économique des deux partenaires, par analogie à l'équation de gravité des physiciens. Les colonnes (1) à (3) présentent les résultats en omettant les tarifs douaniers, puis ils sont introduits dans les colonnes (4) à (6). La variable dépendante est tour à tour le montant total des exportations françaises vers une destination dans un secteur pour une année donnée, puis la marge extensive (le nombre d'exportateurs correspondant à ce flux) et enfin la marge intensive (les exportations moyennes par entreprise pour ce même flux). Ces trois variables sont obtenues en agrégeant les données individuelles des douanes par cellule, une cellule correspondant à une année, un secteur et un pays de destination.

Dans ces estimations, les principaux déterminants des équations de gravité sont inclus : le PIB du pays partenaire (le PIB français est ici colinéaire aux effets temporels puisqu'il s'agit de l'unique pays exportateur considéré), la distance, l'appartenance à l'OMC, une variable indicatrice pour un passé colonial commun et des variables indicatrices pour les îles et les pays enclavés. Toutes ces régressions font figurer des effets fixes temporels et sectoriels. Les résultats correspondent à ceux de la littérature : toutes les variables expliquent le volume total des exportations ainsi que les deux marges dans le sens attendu et de manière significative. En particulier, l'effet des tarifs douaniers est toujours significatif au seuil de 1% et influence les deux marges du commerce de manière symétrique.

Les colonnes (7) à (9) incluent des effets fixes par pays de destination et, par conséquent, les variables explicatives ne variant que suivant cette dimension disparaissent. Les précédentes études mesurant les coûts variables à l'exportation par la distance ne pouvaient prendre en compte cette hétérogénéité inobservée des pays car la distance ne varie que selon la destination. L'avantage d'utiliser des tarifs réside en particulier dans ces multiples dimensions de variation, ce qui permet de s'abstraire des biais liés à l'hétérogénéité inobservée (ici des pays, puis, dans la suite, des couples pays-secteurs). Les résultats de cette estimation restent du même ordre de grandeur, une réduction des tarifs douaniers d'un point de pourcentage se répercutant par une hausse des exportations françaises de 1,7 %<fnref n="9" />.

Les résultats concernant les tarifs douaniers du tableau 1 pourraient souffrir d'un biais important si cette variable était endogène vis-à-vis des montants d'exportations. Certains pays pourraient par exemple choisir de protéger certains secteurs vis-à-vis de l'Union Européenne car il s'agit de secteurs où celle-ci possède un avantage comparatif et où, par conséquent, ses exportations seraient importantes. Le coefficient estimé serait alors biaisé vers le haut. Inversement, certains tarifs douaniers peuvent être faibles si le pays doit dans tous les cas importer des biens en l'absence de secteur domestique

<footnote n="9">⁹[ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,10)] × (-1,83) ≈ 0,017. Les tarifs douaniers figurent dans les régressions sous la forme ln(1 + τ) où τ est le tarif *ad-valorem*. Une justification théorique est donnée dans Buono & Lalanne (2009). Dans toute la suite, l'ordre de grandeur des effets de la baisse des tarifs est obtenu en supposant une baisse d'un point de pourcentage de 10 % à 9 %, ce qui se situe autour de leur moyenne en 2001.</footnote>
<caption>Tableau 1 – Équations de gravité avec tarifs douaniers et variables de contrôle</caption>

Variable expliquée : logarithme de chaque marge

<table><thead><tr><th>Marge</th><th>Totale<br>(1)</th><th>Extensive<br>(2)</th><th>Intensive<br>(3)</th><th>Totale<br>(4)</th><th>Extensive<br>(5)</th><th>Intensive<br>(6)</th><th>Totale<br>(7)</th><th>Extensive<br>(8)</th><th>Intensive<br>(9)</th></tr></thead><tbody><tr><td>ln.tarifs)</td><td></td><td></td><td></td><td>-2,60***<br>(0,095)</td><td>-1,53***<br>(0,052)</td><td>-1,06***<br>(0,063)</td><td>-1,83***<br>(0,103)</td><td>-0,86***<br>(0,047)</td><td>-0,97***<br>(0,081)</td></tr><tr><td>ln(PIB)</td><td>0,88***<br>(0,002)</td><td>0,46***<br>(0,001)</td><td>0,42***<br>(0,002)</td><td>0,91***<br>(0,004)</td><td>0,48***<br>(0,002)</td><td>0,43***<br>(0,003)</td><td>1,29***<br>(0,123)</td><td>0,72***<br>(0,053)</td><td>0,57***<br>(0,099)</td></tr><tr><td>lnensistance)</td><td>-1,02***<br>(0,005)</td><td>-0,62***<br>(0,002)</td><td>-0,40***<br>(0,003)</td><td>-1,01***<br>(0,006)</td><td>-0,60***<br>(0,003)</td><td>-0,41***<br>(0,004)</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Appartenance</td><td>0,80***<br>(0,012)</td><td>0,64***<br>(0,006)</td><td>0,16***<br>(0,009)</td><td>0,87***<br>(0,023)</td><td>0,69***<br>(0,011)</td><td>0,18***<br>(0,017)</td><td>0,50***<br>(0,101)</td><td>0,29***<br>(0,047)</td><td>0,20***<br>(0,076)</td></tr><tr><td>à l'OMC</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Ancienne<br>colonie</td><td>1,12***<br>(0,013)</td><td>0,97***<br>(0,006)</td><td>0,14***<br>(0,009)</td><td>1,36***<br>(0,025)</td><td>1,11***<br>(0,013)</td><td>0,25***<br>(0,018)</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Île</td><td>0,78***<br>(0,015)</td><td>0,53***<br>(0,007)</td><td>0,25***<br>(0,011)</td><td>0,54***<br>(0,021)</td><td>0,33***<br>(0,011)</td><td>0,21***<br>(0,015)</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Pays<br>enclavé)</td><td>-0,57***<br>(0,014)</td><td>-0,36***<br>(0,006)</td><td>-0,20***<br>(0,010)</td><td>-0,50***<br>(0,021)</td><td>-0,27***<br>(0,011)</td><td>-0,23***<br>(0,016)</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>EF temporel</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>EF sectoriel</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>EF pays</td><td>NON</td><td>NON</td><td>NON</td><td>NON</td><td>NON</td><td>NON</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0,64</td><td>0,71</td><td>0,48</td><td>0,72</td><td>0,78</td><td>0,56</td><td>0,77</td><td>0,86</td><td>0,58</td></tr><tr><td>N obs</td><td>122922</td><td>122922</td><td>122922</td><td>55412</td><td>55412</td><td>55412</td><td>55412</td><td>55412</td><td>55412</td></tr></tbody></table>

*** : significatif au seuil de 1%; ** : significatif au seuil de 5%; * : significatif au seuil de 10%.

Les erreurs standards sont robustes à l'hétéroscédasticité. Les constantes et les effets fixes ne sont pas reproduits. EF = Effets Fixes.

Source : Voir l'encadré A pour l'origine des données et calculs des auteurs.

performant, ce qui biaiseraît vers le bas le coefficient estimé. Pour traiter ce problème, des effets fixes croisés pays-secteurs sont introduits dans la suite<fnref n="10" />. L'approche utilisée pour limiter l'impact de cette détermination endogène des tarifs douaniers repose sur l'exploitation de la structure de panel de nos données, rendue possible par la variation temporelle des tarifs douaniers.

Le tableau 2 présente les résultats des régressions incluant ces effets fixes croisés secteur-pays (within) ainsi que des effets temporels spécifiques à chaque secteur. Deux échantillons différents sont utilisés. Dans la partie A, l'échantillon inclut toutes les années<fnref n="11" />. L'effet des tarifs douaniers est peu significatif sur les exportations totales et non significatif sur les marges. De plus, les coefficients estimés sont divisés par 10 au regard des spécifications précédentes.

La relation entre les tarifs douaniers et les exportations semble maintenant être très bruitée. Ce résultat s'explique facilement : dans cette spécification, l'estimation de l'effet des tarifs sur les échanges repose uniquement sur la variation des tarifs entre deux années successives. Cela signifie que nous estimons l'effet de la baisse contemporaine des tarifs douaniers sur la hausse contemporaine des exportations. Or, les entreprises ne réagissent probablement qu'avec un certain retard à cette baisse des

<footnote n="10">¹⁰Dans Buono et Lalanne (2009), cette approche est complétée par une estimation par variables instrumentales.</footnote>

<footnote n="11">¹¹Le nombre d'observations est légèrement supérieur aux dernières colonnes du tableau 1 car certaines données de PIB ne sont pas disponibles.</footnote>
<table><caption>Tableau 2 – Équations de gravité avec tarifs douaniers : régressions *within*</caption><caption>Variable expliquée : logarithme de chaque marge (parties A et B), niveau de chaque marge (partie C)</caption><thead><tr><th></th><th>Totale</th><th>Extensive</th><th>Intensive</th><th>N d'observations</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5"><strong>A : Spécification avec EF Secteur-Année et Secteur-Pays (within), échantillon total</strong></td></tr><tr><td>ln(tarifs)</td><td>-0,17*<br>(0,10)</td><td>-0,04<br>(0,04)</td><td>-0,13<br>(0,09)</td><td>57437</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0,92</td><td>0,96</td><td>0,83</td><td></td></tr><tr><td colspan="5"><strong>B : Spécification avec EF Secteur-Année, Pays-Année et Secteur-Pays (within), échantillon avant/après le cycle d'Uruguay</strong></td></tr><tr><td>ln(tarifs)</td><td>-1,12***<br>(0,35)</td><td>-0,24*<br>(0,13)</td><td>-0,87***<br>(0,31)</td><td>9890</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0,90</td><td>0,96</td><td>0,80</td><td></td></tr><tr><td>p-value du test de Park</td><td>0,00</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="5"><strong>C : Modèle de Poisson avec EF Secteur-Année, Pays-Année et Secteur-Pays (within), échantillon avant/après le cycle d'Uruguay</strong></td></tr><tr><td>tarifs</td><td>-2,34***<br>(0,00)</td><td>-0,53***<br>(0,1)</td><td></td><td>11032</td></tr><tr><td>p-value du test de la régression de Gauss-Newton</td><td>0,19</td><td></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

\*\*\* : significatif au seuil de 1%; \*\* : significatif au seuil de 5%; \* : significatif au seuil de 10%.

Les erreurs standards sont robustes à l'hétéroscédasticité. Les constantes et les effets fixes ne sont pas reproduits. EF = Effets Fixes.

Source : Données douanières, base TRAINS et calculs des auteurs.

coûts à l'exportation. Par conséquent, dans la partie B, nous ne conservons que les années précédant et suivant l'application du cycle d'Uruguay (1994 et 2001). Ainsi, nous estimons l'effet de la baisse des tarifs sur les marges du commerce sur un intervalle de 7 ans, ce qui permet de capter les réactions retardées des entreprises. Les résultats redeviennent significatifs et suggèrent que l'effet passe essentiellement via la marge intensive, l'effet sur la marge extensive n'étant significatif qu'au seuil de 10 % et ne représentant que 21 % de l'effet total.

Par conséquent, même s'il y a plus d'exportateurs dans les secteurs et pour les destinations où les tarifs douaniers sont plus bas (interprétation des régressions en coupes répétées, colonnes (7) à (9) du tableau 1), la réduction de ces tarifs a amené peu d'entreprises supplémentaires à exporter (interprétation des régressions *within* du tableau 2).

Dans la partie C du tableau 2, nous prenons en compte les flux nuls, qui étaient omis jusqu'à, et traitons le problème de l'hétéroscédasticité en niveau des données de commerce (cf. encadré B). Les régressions précédentes n'incluaient pas les flux nuls car la spécification en logarithme ne le permettait pas. Afin de les introduire, nous suivons la méthodologie de Santos Silva et Tenreyro (2006), qui consiste à estimer un modèle de Poisson par pseudo-maximum de vraisemblance (PPML<fnref n="12" />). Puisque le modèle est estimé directement sur les variables en niveau et non plus en logarithme, il est aisé d'inclure les flux nuls. De plus, si le terme d'erreur est héteroscédastique en niveau, le passage au logarithme crée un biais de variable omise (cf. encadré B). Ce problème est évité grâce à cette

<footnote n="12">¹²Poisson Pseudo-Maximum Likelihood.</footnote>
technique d'estimation. Enfin, en utilisant une vraisemblance conditionnelle, il est facile de s'abstraire
des paramètres de nuisance générés par l'introduction de nombreux effets fixes.

Les résultats obtenus confirment que la marge extensive a peu réagi à la baisse des tarifs douaniers.
Les coefficients sont identiques à ceux obtenus avec la même technique d'estimation par Buono et
Lalanne (2009) à un niveau d'agrégation sectorielle plus élevé.

Les résultats de l'estimation par moindres carrés ordinaires (MCO) conduisent à des coefficients
divisés par deux par rapport à ceux de l'estimation par un modèle de Poisson et ceux de Buono et
Lalanne (2009) (MCO et PPML). La spécification des MCO est très fortement rejetée par le test de
Park, alors que le test de la régression de Gauss-Newton ne permet pas de rejeter la spécification
PPML (cf. encadré B pour un aperçu de ces tests de spécification). Par conséquent, nous considérons
comme centrale la spécification PPML et il est alors possible de conclure que les résultats de Buono et
Lalanne (2009) sont confirmés au niveau CITI4 de la classification sectorielle : en prenant en compte
l'hétérogénéité inobservée des couples secteurs - pays de destination, c'est principalement la marge
intensive qui a réagi aux baisses de tarifs douaniers.

Une réduction uniforme des tarifs douaniers d'un point de pourcentage augmenterait ainsi les ex-
portations de 2,1 %<fnref n="13" /> (soit environ 4,4 milliards d'euros rapportés aux exportations manufacturières
de 2002) et le nombre d'exportateurs de 0,5 %<fnref n="14" /> (soit environ 3470 entreprises rapportés aux ex-
portateurs de 2002). L'estimation de l'élasticité de la marge intensive ne peut être réalisée à cause de
l'inclusion des flux nuls. En effet, cette marge n'est pas définie en l'absence d'exportateurs. Mais, l'effet
moyen sur la marge intensive peut être obtenu comme solde<fnref n="15" />. Ainsi, les exportations par entreprise
augmenteraient de 1,6 % (soit 1,3 million d'euros par entreprise).

Les résultats précédents contiennent les observations se rapportant aux pays de l'Union Euro-
péenne. Cependant, pour ces pays, les tarifs douaniers sont restés nuls pour l'ensemble de la période.
Nous avons donc répliqué les régressions précédentes en excluant les 15 pays constituant l'Union Eu-
ropéenne à partir de 1995 et les résultats sont identiques. Dans notre précédente étude, deux autres
tests de robustesse étaient effectués : les tarifs douaniers moyens vis-à-vis du reste du monde étaient
introduits pour prendre en compte le niveau d'ouverture moyen des pays partenaires et une approche
par variable instrumentale en utilisant les caractéristiques du cycle d'Uruguay permettait de traiter
de façon rigoureuse les problèmes d'endogénéité. Aucune de ces extensions ne se traduisait par un

<footnote n="13">¹³[ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,10)] × (-2,34) ≈ 0,021.</footnote>

<footnote n="14">¹⁴[ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,10)] × (-0,53) ≈ 0,005.</footnote>

<footnote n="15">¹⁵Comme la spécification est multiplicative, l'élasticité moyenne est l'élasticité estimée. Au niveau agrégé, l'élasticité moyenne de la marge intensive est donc égale à la différence entre l'élasticité estimée du total et l'élasticité estimée de la marge extensive en utilisant les définitions des marges au niveau *agrégé*.</footnote>
changement important sur les résultats.

## 2 Un rôle prépondérant des exportateurs en place

D'après les résultats de la partie précédente, la réaction aux baisses de tarifs douaniers ne semble pas s'être traduite par un accroissement du nombre d'exportateurs, mais plutôt par des exportations moyennes par entreprise plus élevées. Deux explications peuvent être envisagées pour expliquer ce phénomène :

- Les taux d'entrée et de sortie dans le statut d'exportateur ont en réalité été élevés. Les exportateurs en place ont été remplacés par de nouveaux exportateurs traitant de plus gros volumes.

- Les exportateurs en place au début de la période ont joué un rôle primordial et l'essentiel de la réaction à la baisse des tarifs a transité par l'augmentation de leurs exportations.

Dans cette partie, nous essayons de discriminer entre ces deux hypothèses à partir des données douanières d'entreprise. Afin de rester cohérent avec le reste de ce travail, nous utilisons une définition restrictive d'un exportateur en place<fnref n="16" /> : un flux est effectué par un exportateur en place si l'entreprise exportait déjà vers ce pays dans ce secteur au début de la période<fnref n="17" />.

Dans un premier temps, nous présentons des résultats descriptifs qui montrent que, même si le rôle des exportateurs en place a été prépondérant, la contribution des nouveaux exportateurs dans la croissance des exportations françaises n'a pas été marginale. Nous appliquons ensuite la méthode économétrique présentée précédemment pour examiner plus en détail les rôles respectifs des exportateurs en place et des nouveaux exportateurs dans la réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers. Contrairement au résultat de l'analyse descriptive, il apparaît que les nouveaux exportateurs ont eu une faible place dans l'expansion du commerce due au cycle d'Uruguay.

D'après la première colonne du tableau 3, il semble que les taux d'entrée et de sortie soient importants à un horizon d'un an. La part des entreprises qui exportaient déjà l'année précédente (vers le même pays dans le même secteur, d'après la définition) oscille autour de 60 %. Cela implique qu'un nombre considérable d'entreprises acquièrent le statut d'exportateur chaque année (qu'il s'agisse de la première fois ou pas). Cependant, les nouveaux exportateurs traitent uniquement de petits montants, puisqu'une très large majorité (autour de 90 %, deuxième colonne du tableau 3) des exportations sont effectuées par des exportateurs déjà en place l'année précédente. Les colonnes suivantes du tableau 3 présentent les mêmes statistiques pour certaines zones : les pays européens de l'OCDE (une destina-

<footnote n="16">¹⁶Cela devrait, toutes choses égales par ailleurs, minimiser le rôle de ceux-ci. Il en est de même des discontinuités dans les unités légales des entreprises.</footnote>

<footnote n="17">¹⁷La définition du début de la période changera suivant l'horizon considéré.</footnote>
<table><caption>Tableau 3 – Le rôle des exportateurs en place</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Exportations totales</th><th colspan="2">Pays européens de l'OCDE</th><th colspan="2">Pays de l'OCDE hors Europe</th><th colspan="2">Pays hors OCDE</th></tr><tr><th>Part des exportateurs en place</th><th>Part des exportations par les exportateurs en place</th><th>Part des exportateurs en place</th><th>Part des exportations par les exportateurs en place</th><th>Part des exportateurs en place</th><th>Part des exportations par les exportateurs en place</th><th>Part des exportateurs en place</th><th>Part des exportations par les exportateurs en place</th></tr></thead><tbody><tr><td>1995(/1994)</td><td>55%</td><td>89%</td><td>66%</td><td>95%</td><td>57%</td><td>94%</td><td>50%</td><td>81%</td></tr><tr><td>1996(/1995)</td><td>59%</td><td>92%</td><td>68%</td><td>94%</td><td>55%</td><td>93%</td><td>50%</td><td>84%</td></tr><tr><td>1997(/1996)</td><td>58%</td><td>91%</td><td>66%</td><td>93%</td><td>55%</td><td>93%</td><td>50%</td><td>83%</td></tr><tr><td>1998(/1997)</td><td>60%</td><td>94%</td><td>68%</td><td>96%</td><td>57%</td><td>94%</td><td>51%</td><td>86%</td></tr><tr><td>1999(/1998)</td><td>61%</td><td>90%</td><td>69%</td><td>91%</td><td>55%</td><td>93%</td><td>52%</td><td>82%</td></tr><tr><td>2000(/1999)</td><td>60%</td><td>87%</td><td>69%</td><td>89%</td><td>54%</td><td>84%</td><td>50%</td><td>80%</td></tr><tr><td>2001(/2000)</td><td>60%</td><td>93%</td><td>70%</td><td>95%</td><td>55%</td><td>94%</td><td>51%</td><td>88%</td></tr><tr><td>2002(/2001)</td><td>61%</td><td>92%</td><td>70%</td><td>94%</td><td>55%</td><td>95%</td><td>52%</td><td>85%</td></tr><tr><td>2002(/1994)</td><td>50%</td><td>57%</td><td>55%</td><td>62%</td><td>49%</td><td>56%</td><td>50%</td><td>47%</td></tr></tbody></table>

Source : Données douanières et calculs des auteurs.

Note de lecture : 55 % de tous les exportateurs de 1995 exportaient déjà en 1994 (vers le même pays dans ce même secteur). En 1995, ils traitaient 89 % des volumes totaux d'exportation. En 2002, 50 % des exportateurs exportaient déjà en 1994, et ils effectuent 57 % des flux.

tion privilégiée pour la France), les pays de l'OCDE non européens (des pays lointains au niveau de développement identique à la France) et les pays hors OCDE (des pays émergents). Pour ces zones, les chiffres sont proches de la moyenne. Les pays européens de l'OCDE semblent néanmoins être servis par une plus grande part d'exportateurs en place que les deux autres zones, et ces entreprises représentent une plus grande part des exportations.

Ces chiffres ne répondent pourtant pas à une question importante : les nouveaux exportateurs parviennent-ils à se développer et à se maintenir en tant qu'exportateurs ? La dernière ligne du tableau 3 répond à cette interrogation en décrivant la part des exportateurs déjà en place en 1994 dans la population des exportateurs de 2002, ainsi que leur part dans les exportations de 2002. Il apparaît alors que les parts des exportateurs déjà présents en 1994 dans la population des exportateurs de 2002 et dans celle des exportateurs de 1995 sont proches (première colonne du tableau 3). Cela signifie qu'il existe un nombre considérable d'exportateurs « historiques » qui ont maintenu leur statut tout au long de la période. Cependant, une petite proportion des entrants au cours de la période 1994-2002 sont parvenus à se développer et à devenir des exportateurs importants. Par exemple, les exportateurs de
2002 qui sont apparus entre 1995 et 2000 (environ 61 %-50%=11 %<fnref n="18" /> des exportateurs de 2002) ont effectué environ 92 %-57%=35 % des exportations de 2002. L'ordre de grandeur du phénomène est légèrement plus faible à destination des pays européens de l'OCDE et légèrement plus important pour les deux autres zones. À destination des pays de l'OCDE non européens (respectivement des pays hors OCDE), environ 6 % (resp. 2 %) des exportateurs de 2002 sont apparus entre 1995 et 2000 et ils représentaient environ 39 % (resp. 38 %) des exportations en 2002. Ce fait stylisé est cohérent avec une auto-sélection plus drastique des entreprises pour l'exportation vers des destinations plus difficiles. En résumé, un plus petit nombre d'entreprises a réussi à devenir des exportateurs réguliers<fnref n="19" /> vers ces pays, mais ces entreprises effectuent une plus grande part des exportations à la fin de la période<fnref n="20" />.

L'analyse des contributions à la croissance des exportations des exportateurs en place d'une part, et des nouvelles entreprises d'autre part, complète les statistiques descriptives précédentes (graphique 3). La contribution des exportateurs en place (notés C) est donnée par le taux de croissance des exportations des entreprises exportant à la période courante et à la période précédente<fnref n="21" /> multiplié par la part de ces exportateurs en place dans les exportations à la période précédente. La contribution de l'entrée est obtenue comme la différence entre les exportations des entrants à l'année $t$ ($X_t^E$) et les exportations des sortants à l'année $t-1$ ($X_{t-1}^S$) rapportée à ces dernières multipliée par la part des sortants dans les exportations en $t-1$ :

$$ 
\begin{gathered}
X_{t-1} = X_{t-1}^C + X_{t-1}^S \quad \text{et} \quad X_t = X_t^C + X_t^E \\
\frac{X_t - X_{t-1}}{X_{t-1}} = \underbrace{\frac{X_t^C - X_{t-1}^C}{X_{t-1}^C}}_{\text{Contribution des exportateurs en place}} + \underbrace{\frac{X_t^E - X_{t-1}^S}{X_{t-1}^S}}_{\text{Contribution des entreprises entrantes et sortantes}}
\end{gathered}
$$

Comme l'illustre le graphique 3, la croissance des exportations a principalement résulté de celle des montants traités par les exportateurs en place. En période de croissance soutenue des exportations, la contribution nette des entrées et sorties semble cependant plus importante. En résumé, ce graphique nous enseigne que les exportateurs en place paraissent être la principale cause de la croissance des exportations, leur contribution étant plus élevée en moyenne et plus stable que celle des entrants. Cette dernière semble, quant à elle, beaucoup plus dépendante de la conjoncture internationale. En particulier, les périodes d'expansion rapide des exportations françaises coïncident avec des contributions plus

<footnote n="18">¹⁸Ici, nous négligeons les entreprises qui ont exporté en 1994 et 2002, mais pas en 2001. Ces entreprises constituent une très faible part des exportateurs.</footnote>

<footnote n="19">¹⁹Au sens où ces entreprises exportaient au moins en 2001 et 2002.</footnote>

<footnote n="20">²⁰Ces chiffres sont cohérents avec ceux trouvés par Eaton et al. (2007) sur données colombiennes</footnote>

<footnote n="21">²¹Tous les montants ont été déflatés par le déflateur des exportations de biens manufacturés afin d'obtenir des contributions à la croissance en volume.</footnote>
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Graphique 3 – Contributions à la croissance des exportations en volume</figcaption></figure>

Source : Données douanières et calculs des auteurs.

Note de lecture : En 1999, la contribution des exportateurs déjà en place en 1998 à la croissance des exportations a été positive, tandis que la contribution des entreprises entrantes en 1999 et sortantes (exportatrices en 1998, mais pas en 1999) a été négative.
élevées de l'entrée de nouvelles entreprises.

En passant à un horizon plus long (8 ans), c'est-à-dire en considérant comme exportateurs en place les entreprises exportant en 2002 et qui exportaient déjà en 1994, le graphique 4 apporte un message plus nuancé. La croissance des exportations sur la période résulte néanmoins en majorité du développement des exportateurs déjà en place en 1994. Les différences entre pays confirmeraient aussi que plus la croissance des exportations est élevée, plus la contribution des entrants paraît jouer un rôle significatif. En effet, la contribution des entrants est faible à destination des pays européens de l'OCDE, alors qu'elle contribue pour moitié à la croissance des exportations vers les pays de l'OCDE non européens et pour plus de la moitié à la croissance des exportations vers les pays hors OCDE.

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Graphique 4 – Contributions à la croissance des exportations en volume (1994-2002)</figcaption></figure>

Source : Données douanières et calculs des auteurs.

L'analyse descriptive a montré que le rôle des nouveaux exportateurs n'était pas négligeable. Pour examiner s'ils contribuent à l'expansion des montants moyens exportés par entreprise suite au cycle d'Uruguay, nous étudions économétriquement leur réaction à la baisse tarifaire. Pour cela, nous faisons appel à une nouvelle distinction entre marges pour séparer les effets venant de l'augmentation des exportations des exportateurs en place des effets venant de la baisse des exportations moyennes par entreprise causée par l'entrée de nouvelles entreprises exportant de petits montants. Ces deux effets étaient jusqu'alors confondus dans la marge intensive. Plus précisément, en notant C les exportateurs
en place, nous effectuons la décomposition suivante.

$$X_{j,s,t} = \frac{X_{j,s,t}^{C}}{N_{j,s,t}^{C}} \times N_{j,s,t} \times \frac{X_{j,s,t}/N_{j,s,t}}{X_{j,s,t}^{C}/N_{j,s,t}^{C}}$$

où *j* désigne le pays partenaire, *s* le secteur et *t* le temps. Les exportations sont notées *X* et le nombre d'exportateurs *N*. L'exposant *C* renvoie aux exportateurs en place à la période précédente.

Le terme $\frac{X_{j,s,t}^{C}}{N_{j,s,t}^{C}}$ (marge intensive stricte) correspond aux exportations moyennes des entreprises en place, le terme $N_{j,s,t}$ est le nombre d'exportateurs (marge extensive) et le terme $\frac{X_{j,s,t}/N_{j,s,t}}{X_{j,s,t}^{C}/N_{j,s,t}^{C}}$ (terme de correction) mesure l'ampleur relative des exportations par entreprise par rapport à celle des exportateurs en place. L'année 1994 est prise comme référence. Ainsi, en 1994, le premier terme est égal à la marge intensive et le terme de correction est égal à 1. La marge intensive stricte est identique à la définition donnée par Chaney (2008), qui étudie l'effet théorique de modifications marginales des paramètres sur les exportations moyennes par entreprise.

Afin de pouvoir mesurer cette marge intensive stricte, il faut se restreindre aux flux pour lesquels il existe des exportateurs en place en 2001 (au moins une entreprise exporte en 1994 et 2001). Les colonnes (1) et (3) du tableau 4 montrent que l'estimation des effets de la baisse des tarifs sur les marges totales et extensives sont proches des résultats du tableau 2 sur cet échantillon restreint. La colonne (2) montre qu'une baisse d'un point de pourcentage des tarifs douaniers conduit à une croissance de 2,1 % des exportations réalisées par les exportateurs en place<fnref n="22" /> (marge intensive stricte).

<table><caption>Tableau 4 – Le rôle des exportateurs en place</caption><thead><tr><th>Marge</th><th>Totale<br>(1)</th><th>Intensive stricte<br>(2)</th><th>Extensive<br>(3)</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="4"><strong>Spécification avec EF Secteur-Année, Pays-Année et Secteur-Pays (within),<br>échantillon avant/après le cycle d'Uruguay</strong></td></tr><tr><td>ln(tarifs)</td><td>-1,65***<br>(0,33)</td><td>-1,20***<br>(0,34)</td><td>-0,29**<br>(0,96)</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0,91</td><td>0,93</td><td>0,96</td></tr><tr><td colspan="4"><strong>Modèle de Poisson avec EF Secteur-Année, Pays-Année et Secteur-Pays (within),<br>échantillon avant/après le cycle d'Uruguay</strong></td></tr><tr><td>tarifs</td><td>-2,39***<br>(0,00)</td><td>-2,25***<br>(0,00)</td><td>-0,53***<br>(0,00)</td></tr><tr><td>EF Secteur-Pays</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>EF Pays-Année</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>EF Secteur-Année</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>N obs</td><td>8378</td><td>8378</td><td>8378</td></tr></tbody></table>

<footnote>\*\*\* : significatif au seuil de 1%; \*\* : significatif au seuil de 5%; \* : significatif au seuil de 10%.</footnote>

<footnote>Les constantes et les effets fixes ne sont pas reproduits. EF = Effets Fixes.</footnote>

<footnote>Source : Données douanières, base TRAINS et calculs des auteurs.</footnote>

<footnote n="22">²² $[\ln(1 + 0,09) - \ln(1 + 0,10)] \times (-2,25) \approx 0,021$.</footnote>
Pour résumer les résultats du tableau 4, une baisse d'un point de pourcentage des tarifs douaniers induit une expansion des exportations françaises de l'ordre de 2,2 %<fnref n="23" />, les exportateurs en place étant responsables de la majeure partie de cette croissance, même à un horizon de 7 ans (1994-2001). Cette baisse des tarifs se traduit par l'entrée de 0,5 %<fnref n="24" /> d'entreprises en plus (marge extensive), ce qui fait décroître les exportations par entreprise de 0,4 %<fnref n="25" /> (terme de correction). Même si l'impact des réductions tarifaires sur la marge extensive est significatif, l'effet net de l'entrée de nouvelles entreprises est économiquement faible en réaction au changement de politique étudié ici.

## 3 La marge extensive produit a joué un rôle secondaire

Après avoir montré que la marge intensive explique l'essentiel de la réponse des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers, nous décomposons cette marge en deux parties correspondant au nombre de produits exportés (au niveau de la classification NC8) par entreprise et aux exportations moyennes par entreprise et par produit. Cette décomposition est importante car les entreprises exportent souvent plusieurs produits. Cela signifie que la décision au sein de l'entreprise ne se réduit pas à quelle quantité et vers quelle destination exporter : des considérations sur la gamme de produits à exporter sont aussi en jeu.

Le graphique 5 présente la distribution du nombre de produits exportés par entreprise en 1994 et 2001 (avant et après le cycle d'Uruguay). Environ 25 % des entreprises exportent seulement un produit, alors qu'uniquement 5 % des firmes exportent exactement 5 produits. Le nombre d'entreprises multi-produits est assez important dans notre échantillon (18 844 sur les 25 260 entreprises exportatrices en 1994), mais le nombre de produits exportés reste peu élevé. Uniquement 1 % des exportateurs vendent plus de 15 produits à l'étranger. Ce graphique montre également que la distribution du nombre de produits exportés par entreprise a été peu modifiée entre 1994 et 2001.

Le graphique 6 se focalise sur les trois zones que nous avons déjà considérées auparavant pour l'analyse descriptive. Comme pour l'ensemble des destinations, la distribution du nombre de produits exportés par entreprise décroît rapidement. En comparant les graphiques 5 et 6, il apparaît mécaniquement que le nombre d'entreprises exportant un produit unique est plus important lorsque le monde est partitionné en zones. De plus, ces entreprises semblent être relativement plus nombreuses pour les destinations où l'exportation est plus coûteuse. Pour les pays hors de l'OCDE, environ 47 % des ex-

<footnote n="23">²³[ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,10)] × (-2,39) ≈ 0,022.</footnote>

<footnote n="24">²⁴[ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,10)] × (-0.53) ≈ 0,005.</footnote>

<footnote n="25">²⁵Une baisse des tarifs d'un point de pourcentage ferait augmenter de 2,2% - 0,5% = 1,7% les exportations moyennes par entreprises. Les exportations des entreprises en place aurait augmenté de 2,1 %. Par conséquent, l'entrée de nouvelles entreprises aurait fait baissé les exportations moyennes par entreprise de 2,1% - 1,7% = 0,4%.</footnote>
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Graphique 5 – Distribution du nombre de produits exportés par entreprise</figcaption></figure>

Source : Données douanières et calculs des auteurs.

portateurs ne vendent qu'un seul produit, alors que pour les pays européens de l'OCDE, ce chiffre
tombe à 32 %.

Dans cette étude, nous définissons la marge extensive produit comme le nombre moyen de produits par exportateur. Notons que Mayer et Ottaviano (2007) utilisent une définition différente des marges produits : la marge extensive produit est pour eux le nombre total de produits différents exportés vers une destination. Par conséquent, si une entreprise décide d'exporter un nouveau produit (déjà exporté par une autre entreprise), notre marge extensive produit augmente tandis que celle de Mayer et Ottaviano (2007) reste constante, puisque ce produit est déjà exporté. De plus, la définition de la marge intensive produit qui découle de celle de la marge extensive produit a une interprétation plus aisée dans notre cas, car il s'agit simplement du flux moyen par produit et par entreprise.

L'exemple suivant a pour but de clarifier les distinctions entre les deux définitions. Supposons qu'il y ait une seule destination et deux entreprises françaises exportatrices (A et B). L'entreprise A exporte 10 produits différents à raison de 100 euros par produit. L'entreprise B exporte, quant à elle, 1 000 euros d'un seul produit (également exporté par l'entreprise A). Ainsi, nos marges produits extensive et intensive sont respectivement $5,5 = \frac{10+1}{2}$ et $181,8 = \frac{2000}{5,5}$ (c'est la marge intensive divisée par la marge extensive produit). La marge intensive produit est dans ce cas le flux moyen par entreprise et par produit. Selon la décomposition de Mayer et Ottaviano (2007), la marge extensive produit serait
<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>Graphique 6 – Distribution du nombre de produits exportés par entreprise pour certains pays (2001)</figcaption></figure>

Source : Données douanières et calculs des auteurs.

10 et la marge intensive produit serait $100 = \frac{2000/2}{10}$, dont la signification est moins évidente.

Cette distinction est importante car les coefficients des équations de gravité (notamment ceux du PIB et de la distance) ont un signe surprenant pour la marge intensive produit comme définie par Mayer et Ottaviano (2007). En particulier, les auteurs trouvent que cette marge diminue avec le PIB et augmente avec la distance<fnref n="26" />. Il suggèrent une interprétation de ce résultat : seuls les produits de meilleure qualité seraient exportés vers les destinations difficiles, ce qui augmenterait les montants exportés par produit vers ces destinations. Avec notre définition des marges produits, cet effet disparaît<fnref n="27" />.

Le tableau 5 présente nos résultats pour les marges produits. Les coefficients des deux marges produits se somment pour obtenir les coefficients de la marge intensive reportés dans le tableau 1. Les colonnes (1) et (2) correspondent à l'équation de gravité usuelle, les colonnes (3) et (4) introduisent les tarifs douaniers et les colonnes (5) et (6) prennent en compte l'hétérogénéité inobservée des pays<fnref n="28" />. L'effet de la réduction tarifaire semble ici passer principalement par la marge intensive produit dans ces régressions où la structure de panel de nos données n'est pas prise en compte.

Comme précédemment, nous utilisons la structure en panel de nos données pour prendre en compte,

<footnote n="26">²⁶Bernard *et al.* (2007) trouvent des résultats semblables sur les États-Unis avec la même définition des marges produits.</footnote>

<footnote n="27">²⁷En suivant leur définition, nous retrouvons leur résultat sur nos données.</footnote>

<footnote n="28">²⁸L'exposition des résultats suit celle de la partie 1 pour souligner la différence avec les résultats de Mayer et Ottaviano (2007).</footnote>
<table><caption>Tableau 5 – Décomposition des marges produit : estimation en coupes répétées</caption><caption>Variable expliquée : logarithme de chaque marge</caption><thead><tr><th>Marge</th><th>ext. produit<br>(1)</th><th>int. produit<br>(2)</th><th>ext. produit<br>(3)</th><th>int. produit<br>(4)</th><th>ext. produit<br>(5)</th><th>int. produit<br>(6)</th></tr></thead><tbody><tr><td>ln(tarifs)</td><td></td><td></td><td>-0,20***<br>(0,014)</td><td>-0,85***<br>(0,059)</td><td>-0,14***<br>(0,019)</td><td>-0,82***<br>(0,076)</td></tr><tr><td>ln(PIB)</td><td>0,04***<br>(0,0004)</td><td>0,38***<br>(0,002)</td><td>0,04***<br>(0,0006)</td><td>0,39***<br>(0,003)</td><td>0,10***<br>(0,021)</td><td>0,47***<br>(0,093)</td></tr><tr><td>lnensistance)</td><td>-0,05***<br>(0,0007)</td><td>-0,35***<br>(0,003)</td><td>-0,04***<br>(0,001)</td><td>-0,36***<br>(0,004)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Appartenance<br>à l'OMC</td><td>0,03***<br>(0,002)</td><td>0,12***<br>(0,009)</td><td>0,03***<br>(0,003)</td><td>0,15***<br>(0,016)</td><td>0,02<br>(0,021)</td><td>0,18***<br>(0,070)</td></tr><tr><td>Ancienne<br>colonie</td><td>0,05***<br>(0,002)</td><td>0,09***<br>(0,009)</td><td>0,06***<br>(0,004)</td><td>0,18***<br>(0,017)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Île</td><td>0,04***<br>(0,002)</td><td>0,21***<br>(0,010)</td><td>0,03***<br>(0,003)</td><td>0,18***<br>(0,014)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Pays<br>enclavé</td><td>-0,02***<br>(0,002)</td><td>-0,18***<br>(0,010)</td><td>-0,02***<br>(0,003)</td><td>-0,21***<br>(0,015)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>EF temporel</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>EF sectoriel</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>EF pays</td><td>NON</td><td>NON</td><td>NON</td><td>NON</td><td>OUI</td><td>OUI</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0.36</td><td>0.46</td><td>0.44</td><td>0.54</td><td>0.46</td><td>0.55</td></tr><tr><td>N obs</td><td>122922</td><td>122922</td><td>55412</td><td>55412</td><td>55412</td><td>55412</td></tr></tbody></table>

*** : significatif au seuil de 1%; ** : significatif au seuil de 5%; * : significatif au seuil de 10%.

Les erreurs standards sont robustes à l'hétéroscédasticité. Les constantes et les effets fixes ne sont pas reproduits.

EF = Effets Fixes.

Source : Voir l'encadré A pour l'origine des données et calculs des auteurs.

entre autres, l'endogénéité des tarifs douaniers. Les résultats correspondant au tableau 2 de la partie 1 sont reportés dans le tableau 6. Dans la partie A, nous utilisons toutes les années et l'identification repose sur les effets contemporains des réductions de tarifs douaniers. Dans la partie B, seules les années précédant et suivant le cycle d'Uruguay (1994 et 2001) sont utilisées. Enfin, la partie C donne les résultats de l'estimation par le modèle de Poisson prenant en compte les flux nuls et les problèmes d'hétéroscédasticité.

De la même façon que dans le tableau 2, la partie A ne prend pas en compte les effets retardés des réductions tarifaires sur les entreprises. Les résultats des parties B et C montrent que les entreprises françaises réagissent principalement aux baisses de tarifs douaniers en augmentant les quantités de produits qu'elles exportaient déjà vers ce pays. Comme dans la décomposition en marges au niveau de l'entreprise, les effets sont deux fois plus importants dans la spécification de Poisson (non rejetée par le test de la régression de Gauss-Newton) que dans l'estimation en logarithme par MCO (spécification rejetée par le test de Park). Pour résumer, quand les tarifs douaniers baissent d'un point de pourcentage, le nombre de produits exportés par entreprise augmente de 0,1 % (non significativement
différent de 0) et le montant exporté par entreprise et par produit croît de 1,6 %<fnref n="29" />.

<table><caption>Tableau 6 – Décomposition des marges produit : estimations *within*</caption><caption>Variable expliquée : logarithme de chaque marge (parties A et B), niveau de chaque marge (partie C)</caption><thead><tr><th>Marge</th><th>ext. produit</th><th>int. produit</th><th>N. obs</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="4"><strong>A : Spécification avec EF Secteur-Année et Secteur-Pays (within), échantillon total</strong></td></tr><tr><td>ln(tarifs)</td><td>-0,05***<br>(0,02)</td><td>-0,08<br>(0,08)</td><td>57437</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0,78</td><td>0,82</td><td></td></tr><tr><td colspan="4"><strong>B : Spécification avec EF Secteur-Année, Pays-Année et Secteur-Pays (within), échantillon avant/après le cycle d'Uruguay</strong></td></tr><tr><td>ln(tarifs)</td><td>-0,04<br>(0,06)</td><td>-0,83***<br>(0,30)</td><td>9890</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0,75</td><td>0,78</td><td></td></tr><tr><td colspan="4"><strong>C : Modèle de Poisson avec EF Secteur-Année, Pays-Année et Secteur-Pays (within), échantillon avant/après le cycle d'Uruguay</strong></td></tr><tr><td>tarifs</td><td>-0,09<br>(0,08)</td><td>-1,73***<br>(0,08)</td><td>11032</td></tr></tbody></table>

Les erreurs standards sont robustes à l'hétéroscédasticité. Les constantes et les effets fixes ne sont pas reproduits. EF = Effets Fixes.

Source : Données douanières, base TRAINS et calculs des auteurs.

Conclusion

Nous avons estimé l'elasticité des différentes marges du commerce international aux coûts variables mesurés par les tarifs douaniers. La source de variation des tarifs provient de la libéralisation multilatérale entre 1995 et 2000 qui a découlé des accords du cycle d'Uruguay.

Nous trouvons que la baisse des tarifs entre 1995 et 2000 a favorisé l'expansion des exportations françaises principalement à travers l'augmentation des exportations moyennes par entreprise. De plus, il apparaît que les exportateurs en place, de grandes entreprises qui exportaient déjà au début de la période, seraient à l'origine de 95 % de la croissance des exportations françaises. Enfin, quand nous nous penchons sur la composition en produits, nous trouvons que les entreprises ont surtout augmenté les flux par produit exporté plutôt que d'élargir la gamme de produits exportés.

Pour résumer nos résultats, une baisse d'un point de pourcentage des tarifs douaniers aurait généré une hausse de 2,1 % des exportations, dont 0,5 % serait dû à l'augmentation du nombre d'exportateurs et 1,6 % à la hausse des exportations par entreprise. La quasi-totalité de la hausse passe par les exportateurs en place car, malgré une hausse de 0,5 % du nombre d'exportateurs, les nouveaux entrants diminuent de 0,4 % la marge intensive puisqu'ils exportent de très faibles montants. Enfin, la hausse de 1,6 % des exportations par entreprise est principalement due à une augmentation des exportations des produits déjà exportés, le nombre moyen de produits exportés par entreprise n'augmentant pas de

<footnote>*** : significatif au seuil de 1%; ** : significatif au seuil de 5%; * : significatif au seuil de 10%.</footnote>

<footnote n="29">²⁹(ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,1)) × (-0,09) ≈ 0,001 et (ln(1 + 0,09) - ln(1 + 0,1)) × (-1,73) ≈ 0,016.</footnote>
manière significative.

Plusieurs raisons peuvent expliquer ce rôle prépondérant des exportateurs en place :

- Les réductions tarifaires sont de petits chocs sur les coûts variables à l'exportation et la marge extensive ne réagirait qu'au-delà d'un certain seuil. Cependant, les statistiques descriptives (tаб-bleau 3, par exemple) suggèrent que l'inertie de la marge extensive n'est pas spécifique aux variations de politique commerciale étudiées ici.

- La décision de commencer à exporter ou d'exporter de nouveaux produits est une décision stratégique qui ne serait pas directement reliée aux coûts variables à l'exportation.

- Les nouvelles entreprises pourraient faire face à divers problèmes durant leur phase d'expansion : contraintes de crédit, barrières à l'entrée (dans les marchés domestique ou étrangers), concurrence par les exportateurs déjà en place, etc. Ces problèmes entraveraient leur développement, et notamment leur entrée dans les marchés d'exportation.

Même si notre analyse ne permet pas à elle seule de trancher définitivement entre ces explications alternatives, elle montre que la libéralisation multilatérale des échanges devrait être combinée à des mesures de politique économique visant à faciliter la réaction des entreprises, et en particulier les plus petites d'entre elles. Il s'agirait notamment de faciliter leur entrée sur de nouveaux marchés d'exportation.
## Encadré A Les données

Nous utilisons les données détaillées des Douanes. Une observation correspond au montant exporté d'un certain produit (au niveau NC8) par une entreprise installée en France vers un pays de destination, dès que l'entreprise exporte un montant total supérieur aux seuils en vigueur. Ces données ont une couverture très importante. La couverture théorique actuelle (au sens des réglements européens) est de 97 % mais les données douanières ont un taux de couverture supérieur sur l'ensemble de la période que nous avons considérée.

Nous supprimons les observations se rapportant à des produits non identifiés, à certaines destinations singulières (principalement des zones spéciales et des îles inhabitées) et aux montants inférieurs à 1 000 euros<fnref n="30" />. Nous ne conservons que les entreprises qui figurent également dans les fichiers BRN (Bénéfices Réels Normaux<fnref n="31" />) et y reportent un chiffre d'affaires à l'exportation non nul.

En utilisant une table de passage, nous faisons correspondre à chaque produit NC8 un secteur au niveau CITI4 et nous ne gardons que les observations correspondant aux secteurs manufacturiers (code CITI4 compris entre 1310 et 3720). Il reste alors 127 secteurs et 8 841 produits. Les données contiennent des exportations vers 223 destinations et 56 517 entreprises.

Les distances entre pays proviennent du Cepii (Centre d'Études Prospectives et d'Informations Internationales), les PIB en parité de pouvoir d'achat de la Banque Mondiale (World Development Indicators) et d'Andrew Rose pour l'appartenance à l'OMC et les variables indicatrices géographiques.

Enfin, nous utilisons la base de données TRAINS-WTO, qui contient différentes mesures de tarifs douaniers (Effective Applied Ad-Valorem Tariffs, Most Favoured Nation Tariff et Tariff Bound) par pays et par secteur au niveau CITI4 de 1993 à 2002. Les deux principales limites de cette source sont le grand nombre de données manquantes et l'absence d'information sur les barrières non tarifaires aux échanges.

## Encadré B Modèle de Poisson

Dans cet encadré, nous présentons les avantages de l'estimation d'un modèle de Poisson par pseudo-maximum de vraisemblance (PPML), comme préconisé par Santos Silva et Tenreyro (2006). Dans un premier temps, nous montrons comment des problèmes d'hétéroscédasticité peuvent se traduire par des biais lorsque l'équation de gravité est estimée en logarithme. Supposons que le vrai modèle soit :

<footnote n="30">³⁰Aucun biais n'est créé par cette censure en termes nominaux, le déflateur des exportations de biens manufacturés restant dans une bande de 2,5 % de large durant la période.</footnote>

<footnote n="31">³¹Cette base fournit certaines caractéristiques et une partie du bilan des entreprises.</footnote>
$$ \Gamma_{j,t,s} = \exp(\alpha Z_{j,t,s}) \mu_{j,t,s} \quad (1) $$

où $\alpha$ est le vecteur des paramètres à estimer, $Z_{j,t,s}$ le vecteur des variables explicatives en logarithme, $\mu_{j,t,s}$ le terme d'erreur et $\Gamma$ la marge totale $X$ (en niveau) ou la marge extensive $N$ (en niveau)$^{32}$. Si le terme d'erreur est centré autour de 1 mais hétéroscédastique, alors $\mathbb{E}[\mu_{j,t,s}|Z_{j,t,s}] = 1$ et $\mathbb{V}[\mu_{j,t,s}|Z_{j,t,s}] = f(Z_{j,t,s})$ où $f$ est une fonction non constante. Dans ce cas, le terme d'erreur $(\epsilon_{j,t,s})$ de l'équation en logarithme vérifie les propriétés suivantes :

$$ \epsilon_{j,t,s} = \ln(\mu_{j,t,s}) \quad \text{avec} \quad \mathbb{E}[\epsilon_{j,t,s}|Z_{j,t,s}] = -\frac{1}{2} \ln(1 + f(Z_{j,t,s})). $$

Ainsi, l'estimation de l'équation en logarithme conduit à un biais de variable omise car le terme d'erreur n'est pas orthogonal au vecteur des variables explicatives.

Santos Silva et Tenreyro (2006) suggèrent de traiter le problème en utilisant l'estimation PPML. Cette méthode d'estimation repose sur l'hypothèse que la fonction $f$ est proportionnelle à l'espérance conditionnelle de la variable dépendante $\mathbb{E}[\Gamma_{j,t,s}|Z_{j,t,s}]$. Cette hypothèse est généralement acceptée pour les données de commerce (voir Siliverstovs et Schumacher (2007) et Burger et al. (2009) pour une discussion plus approfondie) et l'estimateur par PPML est, sous cette hypothèse, plus efficace que l'estimateur générique des moindres carrés non linéaires de l'équation (1). Ainsi, nous estimons le modèle de Poisson suivant :

$$ \Gamma_{j,t,s} = \exp(\beta_0 + \beta_1 \theta_{j,t,s} + \delta_{j,t} + \delta_{s,t} + \delta_{j,s} + \epsilon_{j,t,s}) $$

où $\theta$ désigne la variable de tarif $\ln(1 + \tau)$, $\tau$ correspondant au tarif ad-valorem et $\delta$ représente un jeu d'effets fixes.

Il convient de noter que, par cette approche, trois problèmes sont traités simultanément :

- les effets fixes induisent un problème de paramètres de nuisance dans un modèle non linéaire, ce qui est résolu en calculant une vraisemblance conditionnelle,

- les flux nuls peuvent être inclus dans la régression puisque la variable dépendante n'est pas exprimée en logarithme,

- l'hétéroscédasticité dans le terme d'erreur en niveau est prise en compte.

Comme l'ont suggéré Santos Silva et Tenreyro (2006), des tests sont nécessaires pour discriminer, par exemple, entre l'estimation de la spécification en logarithme par les MCO et l'estimation en

<footnote n="32">³²Plus généralement, la variable expliquée doit prendre des valeurs positives ou nulles.</footnote>
niveau par PPML puisque les deux spécifications reposent sur des hypothèses particulières concernant la variance du terme d'erreur (la fonction f). Santos Silva et Tenreyro (2006) proposent plusieurs tests de spécification. Deux d'entre eux nous concernent plus particulièrement : le test de Park pour la validité des MCO et le test de la régression de Gauss-Newton pour la validité de l'estimation PPML. Ces tests consistent à tester des valeurs spécifiques de $\lambda_1$ dans la fonction de variance :

$$V[\Gamma_{j,t,s}|Z_{j,t,s}] = \lambda_0 E[\Gamma_{j,t,s}|Z_{j,t,s}]^{\lambda_1}$$

Le test de Park revient à tester l'hypothèse nulle $\lambda_1 = 2$ sous laquelle les MCO sont valides et le test de la régression de Gauss-Newton revient à tester l'hypothèse nulle $\lambda_1 = 1$, sous laquelle l'estimateur PPML est asymptotiquement efficient<fnref n="33" />.

<footnote n="33">³³Si l'hypothèse nulle est rejetée, il n'y a pas de biais de variable omise pour l'estimateur PPML puisque l'estimation est faite en niveau et non pas en logarithme.</footnote>
Références

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Siliverstovs, Boriss et Dieter Schumacher (2007), Estimating Gravity Equations: To Log or not to Log, *DIW Berlin Discussion Paper* 739.
<table>
  <tr>
    <td>G 9001</td>
    <td>J. FAYOLLE et M. FLEURBAEY<br>Accumulation, profitabilité et endettement des entreprises</td>
    <td></td>
    <td></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</td>
    <td>I. STAPIC<br>Les échanges internationaux de services de la France dans le cadre des négociations multilatérales du GATT<br>Jun 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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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</td>
    <td>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-économétrique</td>
    <td>G 9400</td>
    <td>L. BLOCH, J. BOURDIEU, G. LONGUEVILLE<br>Du défaut de paiement au dépôt de bilan : les banquiers face aux PME en difficulté</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 9401</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 9202</td>
    <td>J. OLIVEIRA-MARTINS, J. TOUJAS-BERNATE</td>
    <td>G 9410</td>
    <td>F. ROSENWALD<br>Suivi conjoncturel de l'investissement</td>
  </tr>
  <tr>
    <td></td>
    <td></td>
    <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>
  <tr>
    <td></td>
    <td></td>
    <td>G 9311</td>
    <td>J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT<br>Les décisions de financement des entreprises</td>
  </tr>
</table>

françaises : une évaluation empirique des théories de la structure optimale du capital

L. BLOCH - B. CŒURÉ<br>Q de Tobin marginal et transmission des chocs financiers

Equipes Amadeus (INSEE), Banque de France, Métric (DP)<br>Presentation des propriétés des principaux modèles macroéconomiques du Service Public

B. CREPON - E. DUGUET<br>Research &amp; Development, competition and innovation

B. DORMONT<br>Quelle est l'influence du coût du travail sur l'emploi ?

D. BLANCHET - C. BROUSSE<br>Deux études sur l'âge de la retraite

D. BLANCHET<br>Répartition du travail dans une population hétérogène : deux notes

D. EYSSARTIER - N. PONTY<br>AMADEUS - an annual macro-economic model for the medium and long term

G. CETTE - Ph. CUNÉO - D. EYSSARTIER - J. GAUTIÉ<br>Les effets sur l'emploi d'un abaissement du coût du travail des jeunes

D. BLANCHET<br>Les structures par âge importent-elles ?

J. GAUTIÉ<br>Le chômage des jeunes en France : problème de formation ou phénomène de file d'attente ?<br>Quelques éléments du débat

P. QUIRION<br>Les déchets en France : éléments statistiques et économiques

D. LADIRAY - M. GRUN-REHOMME<br>Lissage par moyennes mobiles - Le problème des extrémités de série

V. MAILLARD<br>Theorie et pratique de la correction des effets de jours ouvrables

F. ROSENWALD<br>La décision d'investir

S. JACOBZONE<br>Les apports de l'économie industrielle pour définir la stratégie économique de l'hôpital public

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

D. EYSSARTIER, P. MAIRE<br>Impacts macro-économiques de mesures d'aide au logement - quelques éléments d'évaluation

F. ROSENWALD<br>Suivi conjoncturel de l'investissement

C. DEFEUILLE - Ph. QUIRION<br>Les déchets d'emballages ménagers : une analyse économique des politiques française et allemande

G 9412 J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - B. COLIN-SEDILLOT<br>Investissement, incertitude et irréversibilité<br>Quelques développements récents de la théorie de l'investissement

G 9413 B. DORMONT - M. PAUCHET<br>L'évaluation de l'élasticité emploi-salaire dépend-elle des structures de qualification ?

G 9414 I. KABLA<br>Le Choix de breveter une invention

G 9501 J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - B. SEDILLOT<br>Irreversible Investment and Uncertainty : When is there a Value of Waiting ?

G 9502 L. BLOCH - B. CŒURÉ<br>Imperfections du marché du crédit, investissement des entreprises et cycle économique

G 9503 D. GOUX - E. MAURIN<br>Les transformations de la demande de travail par qualification en France<br>Une étude sur la période 1970-1993

G 9504 N. GREENAN<br>Technologie, changement organisationnel, qualifications et emploi : une étude empirique sur l'industrie manufacturière

G 9505 D. GOUX - E. MAURIN<br>Persistance des hiérarchies sectorielles de salaires : un réexamen sur données françaises

G 9505 Bis<br>D. GOUX - E. MAURIN<br>Persistance of inter-industry wages differentials: a reexamination on matched worker-firm panel data

G 9506 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

G 9507 G. CETTE - S. MAHFOUZ<br>Le partage primaire du revenu<br>Constat descriptif sur longue période

G 9601 Banque de France - CEPREMAP - Direction de la Prévision - Erasme - INSEE - OFCE<br>Structures et propriétés de cinq modèles macro-économiques français

G 9602 Rapport d'activité de la DESE de l'année 1995

G 9603 J. BOURDIEU - A. DRAZNIEKS<br>L'octroi de crédit aux PME : une analyse à partir d'informations bancaires

G 9604 A. TOPIOL-BENSAÎD<br>Les implantations japonaises en France

G 9605 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

G 9606 C. DOZ - F. LENGLART<br>Factor analysis and unobserved component models: an application to the study of French business surveys

G 9607 N. GREENAN - D. GUELLEC<br>La théorie coopérative de la firme
<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>parfait</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</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 Technologies, 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. DOURGNON - 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