2005 ‫ ﻧﻮﻓﻤﺒﺮ‬15 ‫ و‬14 ‫اﻟﻤﻠﺘﻘﻰ اﻟﻌﻠﻤﻲ اﻟﺪوﻟﻲ اﻟﺜﺎﻧﻲ‬
L’attractivité de l’investissement direct étranger
dans un contexte de régionalisation.
BEN BAYER Habib, Maître de Conférences, U.d’Oran
BOUANANI Farah, Doctorante, Université d’Oran.
L’investissement direct étranger en direction des pays de l’Afrique du nord ne s’est
pas intensifié ces dernières années. Ce constat général indique non seulement que les accords
d’association euro méditerranéen ne parviennent pas à améliorer l’attractivité de ces pays
mais aussi qu’il est nécessaire d’améliorer leur adaptation institutionnelle.
La signature des accords de libre échange euro méditerranéen par la majorité de ces
pays atteste incontestablement leur volonté de ne plus être exclus du mouvement de la
régionalisation de l’économie mondiale.
La dynamique de mondialisation peut conduire à un processus d’exclusion des pays à
dotations naturelles, qui subissent une double érosion de leurs avantages comparatifs et de
leurs avantages naturels. Les pays du Maghreb qui ont appuyé leur insertion dans la division
internationale du travail sur la mise en œuvre d’avantages comparatifs pour les activités de
main-d’œuvre (textile) ou d’avantages absolus pour les ressources naturelles énergétiques et
agricoles sont concernés.
Cette étude analyse les éléments déterminants les flux nets d'investissement étranger
direct (IDE) dans une économie naissante et son objet consiste à comparer l’attractivité des
pays du Maghreb dans un contexte de régionalisation sur la base d’un modèle économétrique.
La présente étude reprend les éléments déterminants des influx d'investissement
étranger direct (IDE) dans les pays du Maghreb entre les années 1970 et 2000. Du moment
que dans le processus du développement, l'IDE précède les influx de portefeuille, le travail est
centrée sur la composante IDE de l'investissement privé. L'IDE a tendance à tolérer une
infrastructure institutionnelle, et en particulier financière, moindre que l'investissement de
portefeuille. Aussi, l'étude cherche à capter les éléments du développement institutionnel qui
font qu'un pays reçoit plus ou moins d'IDE.
1 : Les flux d’IDE pour le Maghreb
1 1 l’importance des flux d’IDE européens pour le Maghreb :
Renforcer l’attractivité d’un pays à l’égard des IDE(s) est devenu un nouvel impératif
de la politique économique (Michalet 1999) Ce constat concerne autant les pays du nord que
les pays du Sud, depuis que le système économique mondial se dirige vers la globalisation
basée sur l’internationalisation du libre échange des biens et services. Tout autant que la libre
circulation des IDE(s) et des capitaux, comme l’indique Winter (1997) : Certains auteurs
considèrent l’entrée des IDE(s) comme une trajectoire à travers laquelle une économie
pourrait se moderniser, par l’accès à des technologies modernes, un management moderne, un
système de marketing et des ressources des capitaux ».De même, l’attrait des IDE(s) est
assimilé à une source d’apprentissage, de création d’emploi et de dynamisation des
exportations.
L’attractivité d’une nation à l’égard des IDE(s) est donc devenue un objectif majeur
des gouvernements des pays en développement dans le nouveau système économique
mondial, recherchant à attirer des capitaux et en même temps poursuivant des programmes
basés sur la croissance tirée par l’exportation. Les compagnies étrangères deviennent très
intéressantes pour les PVD(s), en tant que fournisseurs de capitaux, de technologies modernes
et de modes opérationnels.
297
Les flux d’investissement des européens à destination du Maghreb ne constituent
qu’une part réduite des investissements européens dans le monde. Néanmoins, ils représentent
pour la majorité des pays maghrébins, l’essentiel de ceux qu’ils reçoivent. Les cas du Maroc
et de la Tunisie sont significatifs à cet égard. En 1999, la répartition par pays des flux
d’investissements étrangers reçus par le Maroc acquiert la même structure que les échanges
commerciaux extérieurs de ce pays : près du quart des IDE(s) reçus par le Maroc proviennent
de la France, les deux cinquièmes de l’Europe latine (France, Espagne, Italie), les deux tiers
de l’UE et les quatre cinquième de l’Europe en général. Les investissements étrangers à
destination de la Tunisie proviennent également pour l’essentiel des pays de l’UE (70%).
Les immigrés non européens représentent aux alentours de 4,5% de la population
européenne. Parmi eux, on dénombre une forte présence de maghrébins, établis en majorité en
France. Ces populations émigrées effectuent d’importants transferts financiers vers leurs pays
d’origine. Ces transferts ont connu une forte croissance depuis le début des années soixantedix mais plafonnent depuis le début des années quatre-vingt-dix, sous l’effet de la diminution
des flux migratoires. Cumulés de 1971 à 1995, les flux nets des transferts des émigrés à
destination du Maghreb représentent près de 42 milliards de franc français, en provenance de
France essentiellement.
Pour le Maroc, ces transferts ont représenté en moyenne 8% du PNB sur les années
1990-1995, et 99% du service de la dette extérieure, tandis que la Tunisie, avec une structure
de transferts comparable (4% de son PNB et 42% du service de la dette), est moins
dépendante de cette ressource. Pour l’Algérie, les flux sont relativement faibles (1% du PNB).
1 2 les conditions d’une insertion renouvelée des pays du Maghreb dans l’économie
internationale :
Les pays du Maghreb forment un ensemble hétérogène, où les complémentarités
potentielles l’emportent sur les facteurs de concurrence, par ailleurs la part marginale du
commerce intra-zone dans les échanges extérieurs1 ne traduit pas seulement l’absence
d’intégration régionale et donc comme nous l’avons vu l’influence déterminante du pôle
d’attraction constitué par l’Europe, mais également le poids de la rigidité des spécialisations
locales.
Les alternatives de développement apparaissent donc peu crédibles si l’on prend
seulement en compte les perspectives réelles de l’intégration maghrébine, car celle-ci ne peut
se construire sans que l’inertie des conditions d’intégration soit préalablement dépassée. En
revanche, la mise en place d’une union économique élargie dans le cadre d’une coopération
institutionnelle avec l’UE peut être considérée comme une alternative crédible au
désenclavement des pays du Maghreb. L’accord de partenariat euro-méditerranéen signé à
Barcelone en 1995, entre l’UE et les 12 Pays Tiers-Méditerranéens (PTM)2 constitue le début
d’un processus d’apprentissage qui a pour vocation la levée de tous les obstacles au
développement économique et social de la région, la mise en place d’une concertation
économique, et l’établissement progressif d’une zone de libre-échange entre tous les
partenaires d’ici 2010.
1
Le commerce intra-régional ne représente que 3% des échanges extérieurs de la région.
2
Les PTM-ou encore PSEM, Pays du sud et de l’est de la Méditerranée- sont : Algérie, Chypre, Egypte, Israël,
Jordanie, Liban, Malte, Maroc, Syrie, Tunisie, Turquie, Territoires palestiniens autonomes.
298
Dans la perspective de ce projet global, des accords d’association de type nouveau,
dits de partenariat euro-méditerranéen, ont été signés avec les pays du Maghreb (le Maroc et
la Tunisie) ou sont en cours de négociation (l’Algérie). Pourtant, en cette fin de l’an 2001,
alors que « Barcelone IV » s’est tenu à Marseille, forçant chacun à procéder au bilan d’une
demi-décennie de « partenariat euro-méditerranéen », l’heure est au désenchantement…
L’UE maintient les mesures protectionnistes concernant l’accès des produits
industriels maghrébins au marché communautaire (les accords d’autolimitation pour les
produits textiles). Les dossiers des produits agricoles et de la pêche, pour leur part, n’avaient
pas fait l’objet d’une véritable négociation en vue de la libéralisation des échanges les
concernant. Curieusement, et une fois de plus au nom de « l’exception agricole », les
responsables de l’UE avaient dès le départ exclu toute négociation dans une perspective de
libre-échange en ce qui concerne les produits agricoles exportés essentiellement par le Maroc
vers l’espace européen1.
Pour la question des investissements étrangers, les pays du Maghreb n’attirent
annuellement qu’une petite partie de capitaux européens. Les raisons de ce phénomène sont
évidentes : la fragmentation des marchés maghrébins, l’instabilité politique et sociale, les
incertitudes économiques, le manque d’infrastructures de transport et de télécommunications,
la formation insuffisante de la main-d’œuvre, les infrastructures légales et institutionnelles
inadéquates, la corruption largement répandue et la nature autoritaire des gouvernements…
Tous ces éléments découragent la création de nouvelles entreprises et rendent la région moins
attractive pour les investisseurs étrangers.
Dans le même temps, si la construction de la région euro-méditerranéenne a des
difficultés à se dessiner, la réalité de la mondialisation pour sa part continue d’avancer. Portée
par un vaste mouvement de libéralisation, d’une part, et par une véritable révolution
technologique, d’autre part, conduite par les firmes multinationales et soutenue par les
organisations internationales multilatérales, la conjugaison de la mondialisation et de la
diffusion de «l’économie fondée sur la connaissance», marquée par ce que Moati et
Mouhoud2 qualifient de passage d’une division technique ou taylorienne du travail à un
principe de « division cognitive du travail » contribue à l’émergence d’une nouvelle
structuration de l’espace économique mondial.
Les firmes multinationales modifient leurs critères de localisation afin de mieux
exploiter les spécificités de chaque système national d’innovation. De fait, les critères de
compétitivité des nations se trouvent redéfinis avec la mise en avant des facteurs d’attractivité
du territoire. Les critères de localisation sont favorables à la concentration des activités «
intensives en connaissance » dans les pays industrialisés3, et plus particulièrement au sein des
territoires riches en ressources cognitives spécialisées. Ainsi, les pays incapables d’accéder à
l’économie fondée sur les connaissances se trouvent marginalisés de l’économie mondiale4.
1
Cf. Mohamed Benlahcen Tlemçani, « Bilan de la coopération Maghreb-CEE à l’heure du marché unique
européen », revue, Les Papiers , n°10, automne 1992, Presses Universitaires du Mirail, Tolouse.
2
Cf. Moati. Ph, Mouhoud. E.M., « Information et organisation de la production : vers une division cognitive du
travail », Economie appliquée, tome XLVI, 1994.
3
Cf. Maurel.F., Fontagné. L ., Mouhoud.E.M., Petit. P. ; « Scénario pour une nouvelle géographie économique
de l’Europe », Rapport du commissariat général du Plan, Economica, 1999.
4
Cf. Mohamed Benlahcen Tlemçani, " Economie des savoirs, quelle insertion des pays du Maghreb dans
l'économie monde ? ", 13ème congrès de l'Union des Economistes Arabes sur le thème de la perspective
économique arabe et l'économie mondiale, du 27 au 30 mars 2000, El- Jedida.
299
Aujourd’hui, les entreprises recherchent moins des conditions de coûts qu’un environnement
stimulant leurs capacités d’apprentissage : main-d’œuvre disposant des qualifications
spécifiques, présence d’institutions de recherche spécialisées performantes et de concurrents
susceptibles de générer des externalités technologiques.
Les développements précédents soulignent les avantages comparatifs qu’apportent aux
pays développés disposant de personnels qualifiés et de centres de haute compétence
scientifique les évolutions des processus productifs et des marchés. Mais, il est à noter que les
secteurs d’activités ne sont pas tous impliqués avec la même intensité dans une division
internationale du travail basée sur les compétences spécifiques. Si les secteurs intensifs en
connaissance sont davantage « globalisés » que les autres, et si le processus de création de
zones régionales repose sur la volonté institutionnelle, on peut émettre l’hypothèse que les
secteurs tayloriens ou faiblement intensifs en connaissance peuvent trouver leur place à court
ou moyen terme dans un cadre de « flux régionalisés ».
Les pays du Maghreb par exemple qui pourraient intégrer l’union européenne
trouveraient alors une voie d’insertion internationale sur la base de leurs avantages
comparatifs. L’attraction exercée par l’UE devrait amener les économies maghrébines à
participer à l’aménagement d’un espace européen élargi. Dans cette perspective, les schémas
classiques de développement pourraient s’enrichir des apports d’une « coopération partenariat
» renouvelée et fondée sur des principes mutuellement avantageux. La réussite de cette
intégration régionale implique à notre avis la mise en place d’un environnement propice, plus
fécond, qui peut se réaliser par la conjonction de facteurs économiques (l’ouverture et la
compétitivité des économies maghrébines), sociaux (l’accumulation du capital humain, c’està-dire le niveau d’éducation et de formation) et institutionnels (les législations sur la propriété
technologique et les politiques publiques en matière de R&D).
1 3 L’ouverture et la compétitivité des économies maghrébines :
Pour les économies maghrébines, l’enjeu des années future est clair : elles devront
accélérer leur croissance dans un environnement beaucoup plus compétitif qu’auparavant.
Elles ont connu des niveaux élevés de protection, et se trouvent aujourd’hui confrontées à un
contexte nouveau : l’émergence de la nouvelle économie, l’instauration du marché unique
européen et les perspectives d’élargissement à l’Est, la poursuite du processus de
libéralisation multilatérale dans le cadre des négociations de l’OMC.
Dans un contexte de libéralisation commerciale, les accords de Marrakech imposent
une nouvelle donne. Ils remettent en cause les préférences inscrites dans les accords
d’association. La baisse générale des droits et l’élimination des barrières non tarifaires
contribueront à éroder la position préférentielle dont bénéficiaient les pays maghrébins (en
particulier dans le textile habillement) et à aiguiser la concurrence (notamment est européenne
et asiatique) sur les principaux marchés à l’exportation, et tout d’abord sur le marché
européen.
Les « losers » à terme risquent d’être les pays qui ont jusqu’ici le mieux exploité cet
avantage, notamment le Maroc et la Tunisie. Des travaux récents1montrent que la réduction
des exportations manufacturières de ces deux pays, provoquée par l’érosion de leur marge
préférentielle, pourrait être substantielle, jusqu’à 22% pour le Maroc et 40% pour la Tunisie.
Quant aux pays dont les exportations manufacturières ont été jusqu’ici peu développées
(Algérie), l’érosion des préférences n’aura pas d’effet immédiat, mais elle signifie qu’ils ne
1
Cf. Fontagné. L., Péridy.N. ; « European Union and Maghreb », Rapport OCDE, 1999.
300
pourront pas disposer d’un tel stimulant sur le marché européen. A moyen terme, l’ouverture
des économies maghrébines à la concurrence devrait provoquer deux effets contraires.
En premier lieu, une baisse d’activité dans les secteurs jusque là protégés, en second
lieu une réorientation vers les secteurs exportateurs, stimulés par la hausse de compétitivité.
Ces modifications affectant les équilibres macroéconomiques devraient stimuler la mise en
œuvre de réformes structurelles visant à améliorer l’environnement et la gestion des
entreprises (progression du droit des affaires, accès à l’endettement bancaire et au capital
risque, augmentation de l’offre des titres sur le marché financier, ouverture du capital des
sociétés, sécurisation juridique des ententes entre associés…).
Par ailleurs, l’un des déterminants de la compétitivité des économies maghrébines est
l’attrait de leur marché du travail. Pour prétendre à un rôle actif dans leurs relations avec les
pays de l’UE, les pays du Maghreb sont appelés à se doter d’une structure de qualification
qualitativement comparable et complémentaire à celles de leurs partenaires. L’existence de
rigidités structurelles dans l’espace des compétences1 sont des facteurs défavorables aux
perspectives réelles d’intégration des économies maghrébines dans le pôle européen. En effet,
ces rigidités conduisent à deux conséquences l’une à court terme, l’autre à moyen et long
termes :
-
A court terme, ces rigidités rendent l’espace des compétences maghrébin moins
compétitif par rapport aux autres pays. Le Maghreb ne peut prétendre rivaliser avec des pays
qui appartiennent aussi à la zone d’influence économique de l’Europe. En matière d’échanges
économiques, le Maghreb a développé des avantages basés soit sur le coût salarial faible et/ou
la proximité géographique. En présence des pays de l’Europe de l’Est et du Sud, ces
avantages vont disparaître progressivement avec la mise en place de la zone de libre-échange.
A terme, l’espace des compétences maghrébin risque de ne pas présenter aucun attrait pour les
investisseurs étrangers. Les avantages comparatifs dont jouissaient le Maghreb, sont
susceptibles d’être récupérés par ces pays. Ces derniers disposent d’un double atout : ils
présentent un rapport qualité de qualification/prix de la main-d’œuvre très compétitif et ils
disposent d’un marché interne solvable.
-
A moyen et long terme, au niveau interne, le marché du travail maghrébin risque
d’être confronté à un déficit généralisé des compétences vitales pour le fonctionnement de
l’économie.
Cette situation est plausible dans la mesure où le système éducatif maghrébin n’est
plus en phase avec les exigences de l’époque. Il reste marquer par son manque d’articulation
avec le système productif.
Quant aux politiques monétaires et financières maghrébines, l’ancrage des monnaies
des pays maghrébins à l’euro est aujourd’hui évoqué comme un moyen de les faire bénéficier
des retombées positives de la formation de la monnaie unique. La définition de la parité des
monnaies maghrébines, par rapport à un panier de monnaies composé dans une proportion
non négligeable en référence à des monnaies européennes, leur permet de soustraire leur
commerce au flottement des monnaies. Les pays du Maghreb resteront toutefois exposés aux
conséquences commerciales des modifications périodiques des taux pivots, et des mesures
conjoncturelles qui les accompagnent, en particulier au niveau des taux d’intérêt.
1
Cf. Mohamed Bougroum, « Structure du marché du travail : quels impacts sur la compétitivité de l’économie
nationale au sein de l’espace économique méditerranéen », revue Critique économique , n°2, été 2000.
301
Le rattachement des monnaies des pays du Maghreb à l’euro offrirait certains
avantages1 : une plus grande stabilité des recettes d’exportation et des coûts
d’approvisionnement, tout particulièrement dans l’UE ; une moindre progression de la valeur
locale de la dette contractée en monnaie européenne si le comportement de l’euro est
favorable ; des conditions encore plus attractives pour les investissements européens, pour
autant que la convertibilité indirecte en devises puisse être maintenue ; une plus grande
diversification géographique des courants commerciaux au sein de l’espace européen. La
réussite de ce scénario exige l’harmonisation des politiques économiques suivies par les
différents pays de la région, c’est à dire les politiques conjoncturelles (monétaires et
budgétaires) et structurelles (ensemble de mesures affectant la compétitivité) , ainsi que
l’établissement progressif de mécanismes de concertation et d’incitation qui tendrait à long
terme à la suppression des asymétries de toutes sortes et offrirait les conditions de constitution
d’une stabilité des monnaies et des taux de change.
2 L’attractivité comparative des économies Maghrébine dans un contexte d’intégration
régionale :
2 1 le concept d’attractivité :
L'attractivité réelle désigne la capacité d'un pays à attirer, absorber et à préserver les
investissements directs étrangers. La majorité des pays du Maghreb ont mis en œuvre dans les
années quatre vingt dix des programmes de libéralisation des échanges en vue d’attirer les
investissements directs étrangers.
L’analyse de la tendance générale des flux d’investissements directs étrangers à
destination des pays en développement montre, que les pays du Maghreb n’ont pas bénéficié
de l’intensification significative de flux d’IDE enregistrés dans le monde ces dernières
années. Ces pays ont réalisé des performances médiocres en termes d’entrées d’IDE pendant
les années quatre vingt dix.
Leur attractivité est artificielle. En ce sens, qu’elle dépend des critères (exonérations
fiscales, subventions…) qui ne parviennent pas à séduire les firmes multinationales. De plus,
les investissements directs étrangers sont destinés à des secteurs à externalités modérés2.
Certes l’investissement direct étranger joue le même rôle, quelque soit sa destination en tant
que source complémentaire de financement des investissements. Cependant, les avantages
apportés par le transfert technologique, le savoir-faire organisationnel ou le développement de
compétences se font davantage sentir dans le secteur manufacturier et les services
(technologies de l’information et des télécommunications) que dans d’autres secteurs. En
somme, on pourrait considérer que les effets d’entraînement des IDE(s) sur le tissu productif
local restent globalement faibles. En ce sens, ces pays n’ont pas atteint le seuil d’attractivité
réelle.
Par la suite, il sera question de comparer l’attractivité des pays du Maghreb. Nous
montrerons les principaux éléments déterminants de l’IDE dans chaque pays. Pour ce faire,
nous distinguerons deux sous régions. Le Maghreb qui englobera le Maroc, l’Algérie et la
Tunisie et le Machrek qui concernera uniquement l’Egypte. Nous effectuerons notre étude sur
la base d’un modèle adapté de la contribution de WILHELMS (1998).
1
Cf ; Jaïdi.L. op.cit.
2
La hausse des IDE(s) est imputable pour une part importante aux privatisations. Ils se sont dirigés
majoritairement vers le secteur énergétique, touristique et financier.
302
2 2 La théorie d’adaptation institutionnelle à l’IDE :
La théorie de l'adaptation institutionnelle à l'IDE explique pourquoi la répartition des
flux d'IDE est si inégale, et souvent sans proportion avec les ressources naturelles des pays. Il
ne fait aucun doute que la raison pour laquelle les pays apparemment désavantagés ont réussi
à attirer un volume d'IDE relativement plus grand que des pays plus richement dotés de
ressources naturelles, est justifié par l’existence d’un créneau dans le marché global des
IDE(s) qui les rend plus attrayants aux yeux des investisseurs. Trouver ou créer un créneau
peut offrir une occasion colossale pour des pays qui semblent désavantagés dans la
compétition globale pour les IDE(s). La capacité de reconnaître les opportunités des IDE(s) et
d'en profiter est ancrée dans les institutions du pays, ce qui explique le terme adaptation
institutionnelle à l'IDE. Les quatre institutions ou groupes d'institutions concernées par
l'adaptation institutionnelle sont le gouvernement, les marchés, l'éducation et le milieu socioculturel.
L'adaptation institutionnelle est constitué à la base par le milieu socio-culturel parce
que toutes les autres institutions en dérivent et sont infiltrées par cette institution
omniprésente. Le milieu socio-culturel est la plus ancienne des institutions; elle est la plus
répandue, la plus complexe, elle enveloppe tout. Elle est donc la plus difficile à changer et ce
changement prend le plus de temps. Le degré de réceptivité des citoyens d'un pays envers
différents modèles socio-culturels et commerciaux est fonction de leur niveau d'instruction, de
la mesure dans laquelle ils ont été exposés à des cultures étrangères et de leur intégration dans
l'économie globale. Un degré élevé de réceptivité améliore la capacité d'une nation d'attirer
l'IDE. Par contre, les investisseurs étrangers décident souvent d'allouer leurs investissements
en se basant sur ce qu'ils perçoivent comme étant une proximité culturelle.
L'éducation est l'élément clé d'un système socio-culturel souple qui s'occupe des
différentes façons de penser et d'agir. L'adaptation de l'éducation crée un environnement
attrayant pour l'IDE parce qu'elle améliore l'aptitude à traiter l'information, encourage la
créativité dans les domaines de la recherche, du développement et de la technologie et prépare
ainsi un terrain fertile pour l'IDE.
Les marchés constituent l'indicateur économique et financier de l'adaptation à l'IDE.
Alors que l'éducation est un indicateur du capital humain, le marché reflète le capital physique
et financier tel que les machines et le crédit. En ce qui concerne l'adaptation au niveau du
marché, on peut supposer que des marchés de compétition ouverts avec une réglementation
protectrice attireront plus d'IDE que des marchés soumis à une réglementation directrice. Des
marchés qui fonctionnent bien constituent un élément capital dans une décision
d'investissement, parce qu'ils affectent l'essence même des projets IDE, à savoir les
transactions financières et économiques.
Pour finir, le gouvernement régit les autres niveaux de l'adaptation institutionnelle: le
milieu socio-culturel, l'éducation et les marchés. C'est pourquoi les investisseurs se penchent
tout d'abord sur le gouvernement comme étant la source principale des actions et politiques
qui définissent l'IDE et c'est le gouvernement que l'on trouve au sommet de la pyramide, ce
qui reflète le rôle important joué par le capital politique pour attirer l'IDE.
Les divers niveaux de l'adaptation institutionnelle réagissent les uns sur les autres de
diverses façons. Les forces gouvernementales déterminent la forme des marchés, de
l'éducation et de l'élément socio-culturel; les forces du marché affectent le gouvernement,
l'éducation et l'élément socio-culturel; l'éducation affecte le capital humain et par conséquent
303
le gouvernement, les marchés et les normes socio-culturelles, alors que le milieu socioculturel est à l'origine du gouvernement, des marchés et de l'éducation.
Comme nous l'avons mentionné plus haut, la facilité avec laquelle une institution peut
être changée et le temps nécessaire à ce changement dépendent de la mesure dans laquelle elle
est influencée par les autres institutions. Le changement socio-culturel est évolutionniste par
nature, n'est pas planifié, est dû à des causes multiples et ne peut être attribué à tel ou tel
groupe de décideurs, alors que le changement gouvernemental peut être révolutionnaire,
planifié d'avance. Entre les deux extrêmes, gouvernement et élément socio-culturel, se
trouvent les marchés et l'éducation. Les politiques gouvernementales peuvent déformer les
marchés ou les rendre compétitifs en quelques jours ou en quelques années. Les changements
dans le système d'éducation ont besoin de décennies pour modifier la base du capital humain.
Section 3 : l’évaluation économétrique du modèle.
3 1 la définition du modèle :
La contribution de la Banque Mondiale (2002) indique que l’estimation linéaire de la
variable relative aux flux nets d’investissement direct étranger doit faire référence à plusieurs
catégories de variables explicatives. Cependant, nous nous limiterons à certaines variables qui
concernent des points analysés par la suite1.
3 1 1 L’aptitude du marché :
Une bonne aptitude de marché signifie que les marchés domestiques et internationaux
des biens et des capitaux sont assez liés. Cette bonne coordination influence les IDE(s) à la
hausse à priori. Elle est mesurée concrètement par les variables suivantes :
m PIBPH : Le BIP par habitant au prix du marché en dollars US : mPOP : La
population totale : mPOPUR : Le ratio de la population urbaine dans la population
totale : mDENRU : La densité de la population rurale ( nombre d’habitant par
kilomètre carré) : mTRADE : le ratio du commerce extérieur par rapport au PIB :
mTXREV : Le ratio des recettes fiscales dans le PIB : mCRED : Le ratio des crédits
accordés par le secteur bancaire par rapport au PIB : mENER : L’indice de l’utilisation
de l’énergie (l’équivalent du kilogramme du carburant par habitant :
3 1 2 L’aptitude du niveau de l’éducation :
Un niveau d’éducation élevé signifie que la force vive du pays est internationalement
compétitive en termes d’éducation et de productivité. Cette aptitude est mesurée par la
variable suivante :ePRSCH : La part de la scolarité primaire par rapport au reste de la
scolarité exprime l’éducation de base :
3 2 La méthodologie de la régression :
Les variables et les données sont extraites des publications de la Banque Mondiale
(World Development Indicators 2000). L’analyse économétrique concerne les années 19701
Pour des raisons statistiques, nous ne testerons pas dans notre modèle les variables suivantes : le réseau des
accords d’association, la dimension du marché régional, l’existence des schémas commerciaux régionaux, le
degré de privatisation, l’existence d’une bourse de valeurs et les coûts de l’efficience de la main d’œuvre. Ces
variables permettent de mieux expliquer le modèle d’adaptation institutionnelle.
304
2000. La période choisie permet de capturer les effets des programmes d’ajustement structurel
qui ont commencé au début des années 1980 et ont évolué vers des réformes de
l’environnement des investissements.
Notre analyse de régression se fait en deux étapes, la première étape concerne les
analyses économétriques spécifiques à chaque pays. Chacune sera précédée d’une analyse de
stationnarité et de causalité des différentes variables dépendante et explicatives. Le but est de
déterminer le rôle des données de la période (t-1) des variables explicatives dans la
détermination linéaire de l’IDE en temps (t). La deuxième étape est une analyse
économétrique plus globale dans la quelle la période globale est divisée en plusieurs sous
période afin de mesurer la corrélation entre les flux d’IDE en moyenne de trois ans et les
variables explicatives en moyenne des cinq années précédentes. Cette approximation de la
réalité est basée sur la supposition selon laquelle, les projets d’IDE ont une période de
maturation de 12 à 36 mois. Les décisions des investisseurs se basent en général sur les
données des 5 dernières années. Par conséquent, il existe un écart entre variables dépendante
et explicatives. Evidemment, la période réelle varie en fonction de la nature de
l’investissement.
La première période relie les données d’IDE de 1974-1976 aux données de 1969-1973
des variables explicatives ; la seconde période mesure les données de l’IDE de 1979-1981 à
celle de 1974-1978 des variables explicatives ; la troisième période étudie les liens entre les
données 1984-1986 de l’ IDE et celles de 1979-1983 des variables explicatives ; la quatrième
période concerne les liens entre les données 1989-1991 de l’ IDE et celles de 1984-1988 des
variables explicatives ; la cinquième période analyse les liens entre les données 1994-1996 de
l’ IDE et celles de 1989-1993 des variables explicatives. On ajoute une sixième période qui
analyse les liens entre les données 1994-1998 de l’IDE et celles de 1999-2001, donc la
régression va englober toute la période 1970-2001. Pour chaque pays, chacune de ces six
relations est traitée comme une observation séparée. Le fait d’étudier la moyenne de plusieurs
années nous protège du risque de forte variabilité qui peut avoir lieu d’une année à l’autre.
Particulièrement dans les petites économies d’un coté et permet de lier les observations non
disponibles aux variables explicatives.
3 2 1 La méthode de l’analyse de stationnarité1 par pays :
En ce qui concerne l’analyse de stationnarité préalable à toute analyse de régression, il
faut préciser qu’une série temporelle est stationnaire si elle possède une variance et une
moyenne constantes et si ses propriétés statistiques sont indépendantes du temps durant la
période observée. Si les séries sont non stationnaires, elles invalident les résultats de la
régression et nécessitent donc un traitement particulier. Elles doivent être remplacées par leurs
différentielles durant le processus d’estimation.
Nous utiliserons la technique de la racine unitaire (Unit Root) pour examiner cette
stationnarité puisque son absence permet d’accepter l’hypothèse d’une variable stationnaire.
Elle consiste à effectuer une régression de la différentielle d’ordre 1 de la variable et à vérifier
que le coefficient de la variable explicative de cette régression est proche de « 1 ». si la
1
Dans l’étude de stationnarité appliquées à tous les pays, ADF = Augmented-Dickey-Fuller statistique ; PP =
Philips-Perron test statistic. * = le t statistique est supérieur à la valeur critique de Mckinnon pour un seuil de
tolérance de 10 % ; ** = le t statistique est supérieur à la valeur critique de Mckinnon pour un seuil de tolérance
de 5 % ; *** = le t statistique est supérieur à la valeur critique de Mckinnon pour un seuil de tolérance de 1 %.
305
coefficient est sensiblement différent de zéro, nous considérons que la variable ne contient pas
d’Unit Root et l’hypothèse d’une stationnarité est acceptée.
Deux techniques différentes sont utilisées pour vérifier l’existence de cette racine
unitaire. La première est le test ADF « Augmented-Ducky-Fuller » qui permet de déterminer
le « t » statistique de la variable explicative, la différentielle d’ordre « 1 » passée de la
variable et accessoirement une constante et une tendance temporelle, ensuite de la comparer à
sa valeur critique « McKinnon value » qui est choisie en fonction du nombre d’observations
et des options de l’estimation. Si le « t » est sensiblement plus petit, nous ne pourrons pas
rejeter l’hypothèse de non stationnarité et de l’existence d’une racine unitaire.
Un tel résultat nous conduit à remplacer la variable par sa différentielle, à condition
que cette dernière soit stationnaire. La deuxième technique est le test de Philips et Perron. Il
suit le même raisonnement que le test ADF mais utilise une régression ordinaire de la
différentielle de la variable à partir de la variable passée elle-même et non de sa différentielle
passée. Ensuite, il s’agit de comparer le (t) statistique de cette variable explicative à sa valeur
critique.
Le test de stationnarité concernant le Maroc :
Variable
IDE(t)
mPOP
mPOPUR
mDENRU
mTRADE
mCRED
D(mCRED)
mPIBPH
D(mPIBPH)
mENER
D(mENER)
mTXREV
D(mTXREV)
PRSCH
D(PRSCH)
ADF(1)*
-3,12*
-6,85***
-3,57**
-3,41**
-3,06**
-1,13
-3,53**
-2,24
-2,05**
-2,35
-2,00**
-2,01
-3,66**
-1,42
-1,65*
PP**(2)
-2,76*
-2,43*
-2,51
-7,15**
-2,32
-3,62***
-1,00
-3,29**
-2,99
-7,59***
-1,90
-2,83*
Il ressort de cette analyse que seule une partie des variables retenues peut être utilisée
sous sa forme actuelle dans l’estimation des entrées nettes des flux d’investissement direct
étranger au Maroc. Cette stationnarité nécessite souvent le relèvement du seuil de tolérance à
5 % et parfois à 10 %. En ce qui concerne les variables non stationnaires, les crédits bancaires
en % du PIB, le PIB par habitant en dollars, la consommation d’énergie par habitant, les
recettes fiscales en % du PIB et le pourcentage des scolaires primaires par rapport aux autres
élèves scolarisés. L’estimation linéaire des entrants nets des IDE(s) au Maroc nécessite leur
remplacement par leurs différentielles d’ordre 1.
306
Le test de causalité, échantillon 1970-1996 concernant le Maroc :
Null Hypothesis
IDE does not Granger Cause mCRED
IDE does not Granger Cause mENER
IDE does not Granger Cause mPOPUR
mPIBPH does not Granger Cause IDE
mPOPdoes not Granger Cause IDE
mPOPUR does not Granger Cause IDE
mTXREV does not Granger Cause IDE
Observations
25
24
25
25
25
25
24
F-Statistic
3,83612
4,47895
7,09890
5,05715
4,73395
3,30455
3,29938
Probability
0,03889
0,02638
0,00468
0,01669
0,02074
0,05754
0,05890
L’approche de la causalité au sens de Granger est de voir comment une variable
courante peut être expliquée à partir de ses valeurs passées et comment l’introduction des
valeurs passées d’une nouvelle variable aide à sa prédiction. En autres termes, la variable Y
est dite causée au sens de Granger par la variable X si X aide à la prédiction de Y ou bien si
les coefficients des valeurs passées de X sont statistiquement significatifs.
En effet, il s’agit de tester l’hypothèse selon la quelle X ne cause pas la variable Y et
vice versa. Nous faisons ainsi appel au test F-Statistic. Un niveau élevé de F signifie que
l’hypothèse de non causalité a été rejetée et donc la présence d’un effet de causalité est
confirmée. Le test F est associé à une probabilité qui permet de mesurer le seuil de tolérance
d’erreur dans l’interprétation du test. Cette probabilité doit être inférieure à 5 %.
Comme le montre le tableau ci-dessus, cette analyse de causalité indique que plusieurs
variables jouent effectivement un rôle déterminant dans la détermination du niveau d’IDE. Il
s’agit notamment du niveau du PIB par habitant, du niveau de la population globale, de la part
de la population urbaine et enfin du niveau des recettes fiscales en % du PIB. Les raisons
théoriques de telles causalités ont été présentées lors de la sélection des variables explicatives.
Par ailleurs, il semble aussi que l’IDE exerce une certaine influence sur les variables
suivantes, crédits bancaires en pourcentage du PIB, la consommation énergétique par habitant
et la part de la population urbaine dans la population totale.
3 3 L’analyse de la régression linéaire1 par pays :(Maroc) :
L’équation de référence est la suivante :
1
R2 : Ce coefficient de détermination multiple mesure la réduction de la variable totale de la variable dépendante
due aux (multiples) variables indépendantes. R2 Ajusté : Le R2 est ajusté en divisant la somme des carrées de
l’erreur et la somme des carrées totale par leurs degrés de liberté respectifs. ERREUR TYPE de l’estimation :
cette statistique mesure la dispersion des valeurs observées autour de la droite de régression. Valeur t (dl) et p :
la valeur t et la valeur p obtenues sont utilisées pour tester l’hypothèse d’une ordonnée à l’origine égale à 0. F, dl
et valeur p : la valeur de F et la valeur p induites sont utilisées comme un test F général de la relation entre la
variable dépendante et l’ensemble des variables indépendantes. Le test F est le rapport entre la variance de la
population estimée et la variance des variables résiduelles de la population estimée. Si le ratio s’approche de 1,
on peut conclure n’y a pas de différence significative entre les deux groupes. Si la valeur de F est grande, on peut
conclure qu’il existe au moins un échantillon qui provient d’une population différente. Ainsi, P désigne la
probabilité de se tromper quand on prétend trouver une différence. Ainsi, si on veut confirmer le différence entre
les groupes il faut avoir une P<0.05. Une régression réussie suppose toujours que les variables résiduelles soient
non corrélés : a ce titre le DW doit être compris entre 1,4 et 2,5. Au dessous de 1,4, on détecte la présence d’une
corrélation positive. Au dessus de 2,5, il s’agit d’une corrélation négative.
307
IDE = C1*mPOP(t-1) + C2*mDENRU(t-1) + C3*mPOPUR(t-1) + C4* mTRADE(t-1) +
C5*D(mTXREV(t-1)) + C6*D(PRSCH(t-1)) + C7*D(mENER(t-1)) + C8*D(mCRED(t-1)) +
C9*D(mPIBPH(t-1)) + C10.
Synthèse de la régression de la variable dépendante : IDE, échantillon 1978-1996
Variable
mPOP(t-1)
mDENRU(t-1)
mPOPUR(t-1)
mTRADE(t-1)
D(mTXREV(t1))
D(PRSCH(t-1))
D(mENER(t-1))
D(mCRED(t-1))
D(mPIBPH(t1))
C
coefficient
3,202
-0,039
-2,014
-0,044
0,117
Std.Erreur
4,043
0,015
2,647
0,036
0,050
t-statistic
0,792
-2,611
-0,761
-1,236
2,349
Probabilité
0,449
0,028
0,466
0,248
0,043
0,022
-0,006
-0,031
-0,001
0,042
0,011
0,031
0,001
0,524
-0,575
-1,003
-1,039
0,613
0,580
0,342
0,326
29,242
32,504
0,900
0,392
R-squared
Ajusted R-squared
Log Likelihood
Durbin-Watson stat
0,906747
0,813493
7,944844
2,401158
Mean Dependent Var
S.D.dependent var
F-statistic
Prob(F-statistic)
0,678743
0,535884
9,723463
0,001160
L’analyse de régression montre que seuls deux variables explicatives sont réellement
déterminantes dans l’estimation linéaire des entrants nets de l’IDE au Maroc durant la période
1978-2000. Cette période a été choisie afin de satisfaire à toutes les conditions statistiques
requises : stationnarité ; auto corrélation des résidus (DW) et autres.
En effet, il semble que la densité de la population rurale, définie comme étant le
nombre d’habitant par km2, agisse sur le niveau de l’IDE mais son influence est négative
contrairement aux prédictions théoriques. Il est vrai qu’une faible densité rurale indique
souvent une déficience des infrastructures et une pénurie de main d’œuvre et qu’une forte
densité engendre des liens plus solides avec les agglomérations urbaines et encourage donc
l’IDE. Cependant dans le cas du Maroc, cette variable n’est pas vraiment significative de la
réalité des infrastructures rurales puisque le dessert occupe une place importante.
Concernant la deuxième variable, le ratio des recettes fiscales dans le PIB, l’influence
de la variation du degré d’imposition du secteur privé est bien réelle dans le cas du Maroc.
Une augmentation de 10 % des recettes fiscales à l’année (t-1) induit une hausse de 1,17 %
des flux d’IDE à l’année t, à condition bien sur que toutes choses restent égales par ailleurs.
Cependant, cette variable n’agit pas dans le sens escompté qui considère que la fiscalité de la
plupart des pays en développement s’appuie lourdement sur les recettes douanières.
Cependant, elle met en lumière l’efficacité des réformes fiscales appliquées dans le pays. La
hausse des recettes fiscales traduit plutôt une administration plus efficace et des taxes mieux
orientées par une série des réformes fiscales s’appuyant davantage sur les taxes directes
(impôt sur le revenu, TVA et autres taxes intérieures…), d’où la relation positive entre l’IDE
et la variation du degré d’imposition.
308
Le test de stationnarité (Algérie) :
Variable
IDE(t)
mPOP
mPOPUR
PRSCH
mDENRU
D(mDENRU)
mTRADE
D(mTRADE)
mCRED
D(mCRED)
mPIBPH
D(mPIBPH)
mENER
D(mENER)
ADF(1)*
-3,779***
-2,855*
-4,135**
-3,922**
-2,016
-3,485
-3,057
-3,499*
-1,103
-3,189**
-2,026
-3,771**
-1,960
-3,449**
PP**(2)
-4,825***
3,104**
-5,449***
-2,727
-1,951
-6,010***
-0,302
-2,972***
-1,463
-3,827***
-1,829
-5,304***
-2,366
-3,959***
Il ressort de cette analyse que la variable dépendante, IDE en pourcentage du PIB, et
une partie des variables retenues peuvent être utilisées sous forme actuelle dans l’estimation
des entrées nettes des flux d’investissement direct étranger en Algérie. Comme le montre le
tableau ci-dessus, il s’agit des variables relatives à la population totale, à la part de la
population urbaine et au pourcentage des scolaires primaires par rapport aux autres élèves
scolarisés. Cette stationnarité nécessite souvent le relèvement du seuil de tolérance à 5 % et
parfois à 10 %.
En ce qui concerne les variables non stationnaires, les crédits bancaires en % du PIB,
le PIB par habitant en dollars, la consommation d’énergie par habitant, les recettes fiscales en
% du PIB et les flux commerciaux an % du PIB. L’estimation linéaire des entrants nets des
IDE(s) en Algérie nécessite leur remplacement par leurs différentielles d’ordre 1 qui se sont
avérés stationnaires.
Le test de causalité, échantillon 1970-1996 (Algérie) :
Null Hypothesis
mDENRU does not Granger Cause IDE
mENER does not Granger Cause IDE
mPIBPH does not Granger Cause IDE
mPOPdoes not Granger Cause IDE
mPOPUR does not Granger Cause IDE
PRSCH does not Granger Cause IDE
Observations
25
24
25
25
25
25
F-Statistic
6,95
7,07
7,53
7,79
9,77
10,05
Probability
0,005
0,01
0,00
0,00
0,00
0,00
Comme le montre le tableau ci-dessus, l’analyse de causalité indique clairement que
plusieurs variables jouent effectivement un rôle causal significatif dans la détermination du
niveau de l’IDE. Il s’agit notamment du niveau du PIB par habitant, du niveau de la
population globale, de la part de la population urbaine, de la consommation énergétique par
habitant, du degré de densité de la population rurale et de la part de la scolarité primaire par
rapport au reste de la scolarité. Les raisons théoriques de telles causalités ont été présentées
lors de la sélection des variables explicatives. Par ailleurs, il semble que l’IDE n’exerce
aucune influence sur les variables explicatives, comme c’est le cas au Maroc. Force est de
309
constater que les flux d’investissement direct étranger s’orientent davantage vers le secteur
pétrolier ayant une externalité modérée.
L’analyse de régression linéaire concernant l’Algérie) :
L’équation de référence est la suivante :
IDE = C1* D(mENER(t-1)) + C2* D(mPIBPH(t-1)) + C3* D(mDENRU(t-1)) + C4*
mPOP(t-1) + C5*D(mTRADE(t-1)) + C6* mPOPUR(t-1) + C7 + C8*PRSCH(t-1)
Synthèse de la régression de la variable dépendante : IDE, échantillon 1976-1996
Variable
D(mENER(t-1))
D(mPIBPH(t1))
D(mDENRU(t1))
mPOP(t-1)
D(mTRADE(t1))
mPOPUR(t-1)
C
PRSCH(t-1)
coefficient
0,000236
0,000163
Std.Erreur
0,001131
0,000284
t-statistic
0,232779
0,573522
Probabilité
0,8196
0,5761
-0,017224
0,016663
-1,033662
0,3201
-2,687095
0,003284
1,384328
0,010341
-1,941082
0,317617
0,0742
0,7558
2,063800
-38,45165
-0,009417
1,114309
19,36382
0,043476
1,852090
-1,985748
-0,216589
0,0869
0,0686
0,8319
R-squared
Ajusted R-squared
Log Likelihood
Durbin-Watson stat
0,710
0,554
6,748
2,372
Mean Dependent Var
S.D.dependent var
F-statistic
Prob(F-statistic)
0,163
0,333
4,550
0,009
Cette analyse de régression montre que seules deux variables explicatives sont réellement
déterminantes dans l’estimation linéaire des entrants nets de l’IDE en Algérie durant la
période 1976-1996, à condition de relever le seuil de tolérance d’erreur à 10 %. Cette période
a été choisie afin de satisfaire à toutes les conditions statistiques requises, stationnarité, auto
corrélation des résidus (DW) et autres.
En effet, il semble que la population totale en millions d’habitants agisse sur le niveau
de l’IDE, conformément à l’analyse de causalité dans le tableau précédent, mais son influence
est négative contrairement aux prédictions théoriques. Cette variable indique la taille du
marché qui est un paramètre important dans les décisions des investisseurs en raison de
l’importance de la demande et de la possibilité d’économie d’échelle. Cependant, cette
logique ne s’applique pas en Algérie ou l’IDE est plutôt orienté vers les structures pétrolières
que vers la création des unités de production destinées à la consommation du marché
intérieur.
310
L’effet négatif de cette variable s’explique par l’accroissement rapide de la population
qui augmente les dépenses du secteur public en termes d’importations, d’éducation et de
santé. Ces charges supplémentaires, affaiblissant les capacités financières de l’état,
l’empêchent d’entreprendre de nouveaux projets d’infrastructures impliquant les
investissements étrangers provenant des firmes multinationales. L’autre paramètre expliquant
cette relation négative est la baisse des prix du pétrole qui a accompagné la hausse rapide de
la population. Cette situation a restreint davantage les capacités financières de l’état.
Concernant la deuxième variable significative, le ratio de la population urbaine dans la
population totale, l’influence du degré d’urbanisation et donc du développement des
institutions urbaines est bien réelle dans le cas de l’Algérie, une augmentation d’un point du
degré d’urbanisation à l’année (t-1) induit une hausse de 2 % des flux d’IDE à l’année t, à
condition bien sur que toutes choses restent égales par ailleurs. Cette variable agit dans le sens
escompté puisqu’une hausse du degré d’urbanisation s’accompagne d’un accroissement des
besoins en infrastructures urbaines et donc d’un afflux d’IDE.
L’Algérie est un pays particulier étant donné qu’il est producteur du pétrole et reste
relativement à l’écart des mouvements d’ouverture du commerce extérieur, au moins durant la
période d’analyse retenue, soit 1976-1996. Les conséquences de l’adoption d’une nouvelle
série de réformes libérales, notamment le nouveau code d’investissement de 1993, n’ont pas
encore produit des effets attendus. La nature des investissements étrangers est radicalement
différente de celles des autres pays en développement non producteurs du pétrole.
Le test de stationnarité (Tunisie) :
Variable
IDE(t)
mTXREV
mPOP
mPOPUR
D(mPOPUR,2)
PRSCH
D(PRSCH)
mDENRU
D(mDENRU,2)
mTRADE
D(mTRADE)
mCRED
D(mCRED)
mPIBPH
D(mPIBPH)
mENER
D(mENER)
ADF(1)*
-3,313**
-3,559*
-3,137*
-2,651
-3,333*
-1,013
-2,124**
-1,814
-4,780***
-2,270
-3,236**
-1,714
-4,621***
-0,395
-2,972**
-1,661
-3,457
PP**(2)
-2,711*
-3,178**
-3,790**
-1,998
-4,774***
-0,582
-3,605*
-2,333
-4,343***
-1,970
-3,498**
-1,248
-5,284***
-0,289
-4,645***
-2,101
-4,495***
Il ressort de cette analyse de stationnarité que seule la variable dépendante IDE, et les
variables explicative, population totale en millions d’habitants et recettes fiscales en
pourcentage du PIB, sont stationnaires à condition toutefois de relever le seuil de tolérance
d’erreur à 5 % et même 10 %.
311
Toutes les autres variables explicatives ne sont pas stationnaires et elles ne peuvent
donc pas être utilisées sous leur forme actuelle dans l’estimation des entrées nettes des flux
d’investissement direct étranger en Tunisie. Elles seront remplacées par leurs différentielles
d’ordre 1 stationnaire et parfois même de leurs différentielles d’ordre 2. Notamment les
variables relatives à la part de la population urbaine dans la population totale, et à la densité
des populations rurales par km².
En ce qui concerne l’analyse de causalité, aucune relation causale n’a été constatée
entre la variable déterminante, IDE en pourcentage du PIB, et les autres variables
explicatives.
L’analyse de régression linéaire (Tunisie) :
L’équation de référence est la suivante :
IDE = C1* D(mCRED(t-1),1) + C2* D(mENER(t-1),1) + C3* D(mPIBPH(t-1),1)+ C4*
mPOP(t-1) + C5*D(mTRADE(t-1),1) + C6* mTXREV (t-1) + C7 + C8* D(PRSCH(t-1),1)+
C9* VD.
Synthèse de la régression de la variable dépendante : IDE, échantillon 1979-1996
Variable
coefficient
Std.Erreur
t-statistic
D(mCRED(t-1),1)
-0,0200538
0,032301
-0,635815
D(mENER(t-1),1)
0,024523
0,008894
-2,757331
D(mPIBPH(t-1),1)
0,002258
0,001480
1,522710
mPOP(t-1)
-1,653615
0,291543
-5,671944
D(mTRADE(t0,064847
0,034232
1,894350
1),1)
mTXREV (t-1)
-1,027619
0,233165
-4,407262
C
37,90548
6,920519
5,477260
D(PRSCH(t-1),1)
0,725207
0,203375
3,565855
VD
4,029738
0,582039
6,923489
Variables en gras et soulignées, seuil de tolérance inférieur à 1 %
Variables en gras, seuil de tolérance inférieur à 5 %
Variables en italique et soulignées, seuil de tolérance inférieur à 10 %
R-squared
Ajusted R-squared
Log Likelihood
Durbin-Watson stat
0,870429
0,755255
-10,19082
1,805861
Mean Dependent Var
S.D.dependent var
F-statistic
Prob(F-statistic)
Probabilité
0,5407
0,0222
0,1614
0,0003
0,0907
0,0017
0,0004
0,0061
0,0001
1,865143
1,218428
7,557509
0,003244
Cette analyse de régression montre que plusieurs variables explicatives sont réellement
déterminantes dans l’estimation linéaire des entrants nets de l’IDE en Tunisie durant la
période 1976-1996. Cette période a été choisie afin de satisfaire à toutes les conditions
statistiques requises, stationnarité, auto corrélation des résidus (DW) et autres. Elle est
marquée par l’addition d’une variable fictive, dite variable dummy, qui marque le passage à
une politique d’ouverture au début des années 1990 (valeur 0 entre 1997 et 1990, valeur 1
entre 1991 et 1996). Nous avons aussi exclu les variables non stationnaires nécessitant leur
312
remplacement par leurs différentielles d’ordre2. Il s’agit des variables relatives à la part de la
population urbaine dans la population totale, et à la densité des populations rurales par km².
En effet, nous constatons que durant la période 1979-1996 les flux d’IDE en
pourcentage du PIB de l’année (t) dépendent des données de l’année (t-1) des variables
explicatives suivantes :
-
-
-
-
-
le degré d’imposition du secteur privé exerce une influence négative sur l’IDE,
conformément aux arguments théoriques avancés lors du choix de la variable. En effet, la
Tunisie cherche à attirer les IDE(s) destinés aux exportations et qui sont donc nettement
sensibles au niveau de la taxation.
La population totale exerce un rôle significatif, mais son influence est négative. Ce
résultat opposé aux avances théoriques s’explique par l’étroitesse du marché. La population
de la Tunisie, en nombre et en pouvoir d’achat, est encore loin de constituer un argument
attirant les IDE(s) intéressés par la taille du marché, surtout par rapport à ses voisins.
La différentielle d’ordre 1 de la consommation énergétique par habitant agit d’une
manière significative sur les flux d’IDE mais son influence est négative. Ce résultat non
habituel se justifie par la nature de l’économie tunisienne qui est dépendante d’une énergie
importée. Cependant, la probabilité d’erreur est un peu plus élevée que les autres et son
coefficient est très faible. Cette relation reste ambiguë économiquement.
La différentielle d’ordre 1 de la variable relative au niveau de l’éducation, la part des
élèves primaires par rapport au reste, exerce une influence positive sur les flux d’IDE en
Tunisie. L’importance de l’éducation de base de la population est conforme aux attentes
théoriques avancées dans le premier paragraphe. Ce paramètre est d’autant plus important
pour les pays qui cherche à attirer les investisseurs étrangers en mettant en avant une main
d’œuvre qualifiée et souple.
L’influence positive de la variable relative aux flux commerciaux confirme les
caractéristiques d’ouverture de l’économie tunisienne. En effet, cette variable indique le
volume des échanges et donc des biens importés et exportés. Son niveau élevé suggère des
faibles barrières commerciales ce qui est particulièrement important pour les IDE(s) orientés
vers les exportations, mais aussi vers le marché local. La signature des accords de libre
échange avec l’union européenne au milieu des années90 va accroître l’impact de l’ouverture
commerciale dans l’amélioration des entrées des investissements étrangers.
313
Le test de stationnarité (Egypte) :
Variable
IDE(t)
mPOP
mPOPUR
D(mPOPUR,1)
D(mPOPUR,2)
PRSCH
D(PRSCH,1)
D(PRSCH,2)
mTXREV
D(mTXREV)
mDENRU
D(mDENRU,1)
mTRADE
D(mTRADE,1)
mCRED
D(mCRED,1)
mPIBPH
D(mPIBPH,1)
mENER
D (mENER, 1)
ADF(1)*
-2,684*
-5,846***
-1,784
-0,634
-2,673
-2,400
-2,673
-5,382***
-2,120
-2,987***
-1,628
-3,104***
-2,676*
-3,127**
-1,619
-3,419**
-1,787
-5,321***
-1,360
-3309*
PP**(2)
-3,250***
-4,911***
-2,674
0,155
-4,462***
-2,352
-4,090***
-13,820***
-1,822
-5,110***
-1,434
-2,272***
-2,230
-4,707***
-1,633
-4,335***
-2,087
-4,645***
-1,308
-4,852***
Il ressort de cette analyse de stationnarité que seule la variable dépendante, IDE en
pourcentage du PIB, et la variable explicative, population totale en millions d’habitants sont
stationnaires et peuvent être utilisées sans modifications dans l’analyse de régression des flux
nets d’IDE en Egypte. Les autres variables explicatives ne sont pas donc stationnaires et elles
ne peuvent donc pas être utilisées sous leur forme actuelle. Elles seront remplacées par leurs
différentielles d’ordre 1 stationnaires et parfois même de leurs différentielles d’ordre 2.
Notamment les variables relatives à la part des scolarités primaires par rapport aux autres
scolaires reste de la scolarité et à la part de la population urbaine dans la population totale.
Par ailleurs, l’analyse de causalité aux sens de Granger n’a apporté aucun résultat significatif.
314
L’analyse de régression linéaire (Egypte) :
L’équation de référence est la suivante :
IDE = C1* D(mCRED(t-1),1) + C2* D(mENER(t-1),1) + C3* D(mPIBPH(t-1),1)+ C4*
mPOP(t-1) + C5*D(mTRADE(t-1),1) + C6* mTXREV (t-1) + C7 + C8* D(PRSCH(t-1),1)+
C9* VD.
Synthèse de la régression de la variable dépendante : IDE, échantillon 1979-1996
Variable
coefficient
Std.Erreur
t-statistic
D(mCRED(t-1),1)
0,072256
0,036108
2,001089
D(mDENRU(t-0,016528
0,006185
-2,672309
1),1)
D(mENER(t-1),1)
-0,021045
0,014489
-1,452531
D(mPIBPH(t-1),1)
0,001720
0,004955
0,347194
mPOP(t-1)
-0,114576
0,0050337
-2,276161
D(mPOPUR(t14,28486
10,04112
1,422636
1),2)
D(mTRADE(t-0,016165
0,030334
-0,532889
1),1)
D(mTXREV (t-1)
-0,704935
0,182832
-3,855638
,1)
D(PRSCH(t-1),2)
0,704477
0,352440
1,998841
C
7,940503
2,522987
3,147262
Variables en gras et soulignées, seuil de tolérance inférieur à 1 %
Variables en gras, seuil de tolérance inférieur à 5 %
Variables en italique et soulignées, seuil de tolérance inférieur à 10 %
R-squared
Ajusted R-squared
Log Likelihood
Durbin-Watson stat
0,879565
0,698913
-11,67638
2,120459
Mean Dependent Var
S.D.dependent var
F-statistic
Prob(F-statistic)
Probabilité
0,0923
0,0369
0,1966
0,7403
0,0631
0,2047
0,6133
0,0084
0,0926
0,0199
2,361863
1,493956
4,868832
0,033725
Cette analyse de régression montre que plusieurs variables explicatives sont réellement
déterminantes dans l’estimation linéaire des entrants nets de l’IDE en Egypte durant la
période 1979-1996. Cette période a été choisie afin de satisfaire à toutes les conditions
statistiques requises, stationnarité, auto corrélation des résidus (DW) et autres.
En effet, nous constatons que durant la période 1979-1996 les flux d’IDE en
pourcentage du PIB de l’année (t) dépendent des données de l’année (t-1) des variables
explicatives suivantes :
-
le degré d’imposition du secteur privé exerce une influence négative sur l’IDE,
conformément aux arguments théoriques avancés lors du choix de la variable. En effet, la
taxation intérieure dissuade l’investisseur étranger.
La population totale exerce un rôle significatif, mais son influence est négative. Ce
résultat opposé aux avances théoriques s’explique par l’explosion de la natalité en Egypte.
Cette croissance non maîtrisée de la population ne permet pas au pays d’augmenter le niveau
du revenu par habitant et donc de son pouvoir d’achat. Ce dernier point est très important
315
dans la prise de décision des investisseurs étrangers. L’analyse s’applique pour les mêmes
raisons dans l’explication de l’influence négative de la densité élevée dans les zones rurales.
-
Les variations (différentielles d’ordre 1) des variables concernant les crédits bancaires
et la scolarité primaire agissent d’une manière significative sur les flux d’IDE. Leur influence
est bien positive conformément aux arguments théoriques déjà avancés. Cependant,
l’intégration de ces variables nécessite un relèvement du seuil de tolérance d’erreur à 10 %.
Nous allons mener par la suite une étude globale de tous les pays, l’objectif principal
sera de tirer des conclusions communes à l’ensemble de ces pays.
3 4 Analyse globale des pays du Maghreb :
La méthode suivie est une analyse des observations de plusieurs sous périodes. Les
variables explicatives de l’IDE donnent lieu à 5 observations par pays, relatives aux
moyennes de 5 sous périodes. En ce qui concerne les décisions des investisseurs.
On suppose que les projets d’IDE ont une période d’incubation de 12 à 36 mois. Par
conséquent, on tient compte des moyennes de 5 sous périodes de 3ans consécutives aux sous
périodes des 5 ans des variables explicatives. En d’autres termes, la première période relie les
données d’IDE de 1974-1976 aux données de 1969-1973 des variables explicatives ; la
seconde période mesure les données de l’IDE de 1979-1981 à celle de 1974-1978 des
variables explicatives ; la troisième période étudie les liens entre les données 1984-1986 de l’
IDE et celles de 1979-1983 des variables explicatives ; la quatrième période concerne les liens
entre les données 1989-1991 de l’ IDE et celles de 1984-1988 des variables explicatives ; la
cinquième et la dernière période analyse les liens entre les données 1994-1996 de l’ IDE et
celles de 1989-1993 des variables explicatives.
Pour chaque pays, chacune de ces cinq relations est traitée comme une observation
séparée. Le fait d’étudier la moyenne de plusieurs années nous protège du risque de forte
variabilité qui peut avoir lieu d’une année à l’autre. Particulièrement dans les petites
économies, et permet de lier les observations non disponibles aux variables explicatives.
Toutes les variables seront traitées.
3 5 Le test de stationnarité global des pays du Maghreb :
Variable
mTRADE
mPOP
mTXREV
PRSCH
mCRED
mENER
D(mENER)
mDENRU
D(mDENRU)
mPIBPH
D(mPIBPH)
mPOPUR
D(mPOPUR)
ADF(1)*
-4,508***
-2,864*
-5,740***
-2,679**
-3,857***
-1,196
-3,833***
-1,985
-3,282**
-2,057
-4,045***
-0,838
-3,885***
PP**(2)
-4,773***
-2,956**
-2,970**
-3,005**
-3,096***
-1,316
-5,572***
-2,253
-5,006***
-2,023
-7,789***
-0,439
-6,306***
316
Il ressort de cette analyse de stationnarité que cinq variables explicatives, le
logarithme de la population totale, le ratio des flux commerciaux en pourcentage du PIB, le
degré d’imposition du secteur privé, le ratio de la scolarité primaire et le ratio de du crédit
bancaire, sont stationnaires et peuvent être utilisées sans modifications dans l’analyse de
régression des flux nets d’IDE.
Les autres variables explicatives ne sont pas stationnaires et elles ne peuvent ainsi être
utilisées sous leur forme actuelle. Elles seront remplacées par leurs différentielles d’ordre 1
qui sont bien stationnaires. Il s’agit notamment des variables relatives à la densité des
populations rurales, au PIB par habitant, à la consommation énergétique commerciale par
habitant et au ratio de la population urbaine.
4.L’analyse de régression linéaire :
Plusieurs équations seront présentées afin de tirer le plus de leçon possible :
IDE = C1* D(mENER) + C2* D(mPIBPH) + C3* mTRADE + C4* PRSCH + C5* mPOP +
C6.
Synthèse de la régression de la variable dépendante : IDE
Variable
coefficient
Std.Erreur
t-statistic
D(mENER)
0,005343
0,002954
1,808523
D(mPIBPH)
-0,001682
0,000991
-1,698048
mTRADE
0,057958
0,021165
2,738361
PRSCH
-0,037382
0,021677
-1,724492
mPOP
0,023639
0,019378
1,219913
0,407201
1,830338
0,222473
C
Variables en gras, seuil de tolérance inférieur à 5 %
Variables en italique et soulignées, seuil de tolérance inférieur à 10 %
R-squared
Ajusted R-squared
Log Likelihood
Durbin-Watson stat
0,449050
0,252281
-24,24880
2,184206
Mean Dependent Var
S.D.dependent var
F-statistic
Prob(F-statistic)
Probabilité
0,0920
0,1116
0,0160
0,1066
0,2427
0,8272
1,074502
1,124348
2,282126
0,102780
Il ressort que la variable la plus significative de cette régression est le ratio des flux
commerciaux. Son influence positive avec une faible probabilité d’erreur confirme qu’une
ouverture commerciale accrue ne peut qu’être bénéfique aux investisseurs étrangers. A
signaler aussi que la variable relative à la consommation énergétique commerciale exerce
toujours une influence positive avec une marge d’erreur assez élevée, prés de 9 %.
Conclusion :
Aux termes de cette analyse, nous résumons les principaux résultats aux quelles nous
sommes parvenus.
Les pays Maghrébins ne semblent pas en mesure de séduire les firmes multinationales
globales. En effet, leur attractivité n’est qu’artificielle. En ce sens, elle dépend des facteurs
317
qui ne sont pas déterminants dans le choix actuel de localisation des firmes multinationales
globales (subventions à l’implantation, des cadeaux fiscaux…).
Pour que leur attractivité devienne réelle, il leur incombe de corriger les
dysfonctionnements de leurs états (corruption, bureaucratie, faible efficacité du secteur
public…) et d’appliquer des réformes internes sociales, politiques et économiques qui
améliorent leur adaptation institutionnelle avant de se lancer dans le processus de
libéralisation des échanges.
La faible taille de leur marché constitue également un argument défavorable aux
investisseurs lourds. L’obstacle de la taille des marchés pourrait être contourné par la mise en
place d’un marché sous régional, arabe, maghrébin, proche oriental ou autres. En ce sens, la
prospérité des pays du Maghreb passe par l’intégration régionale.
En fin, l’Europe devrait favoriser l’accès à son marché non seulement des produits,
des capitaux mais aussi des hommes en provenances des pays partenaires. Les pays du
Maghreb quant à eux doivent poursuivre les réformes nécessaires interne pour saisir
l’opportunité de la libéralisation des échanges et en limiter les coûts. De plus, ils devraient
prendre des mesures complémentaires pour dépasser les obstacles qui empêchent leur
attractivité.
318
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