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Structure et efficience bancaire: problématique théorique et validation empirique sur les banques tunisiennes( Télécharger le fichier original )par Lamia Daly FSJEG Jendouba - Mastère 2006 |
II- Modélisation théorique de Panzar et Rosse (1987)Une première technique issue de la nouvelle théorie de l'organisation industrielle (NOI) appliquée à la banque est, sans nul doute, le modèle de Panzar et Rosse (1987). C'est une méthode très populaire dans la théorie de la concurrence. Ceux-ci obtiennent en effet une mesure du pouvoir de marché, et ainsi des conditions concurrentielles d'un secteur, Les activités bancaires sont en équilibre à long terme La performance bancaire est influencée par les actions des autres participants(sauf dans le cas d'une structure monopolistique) Le coût de structure est homogène et la fonction de la production est la courbe standard de COBB -DOUGLAS avec rendement constant Le prix d'élasticité de la demande est supérieur à 1. De cette justification théorique, Panzar et Rosse ont tiré un test de « concurrence », fondé sur l'estimation d'une fonction de revenu dans sa forme réduite : le calcul de l'indice H, défini comme «la somme des élasticités des revenus bancaires aux variations des prix d'inputs, permet d'évaluer le degré de concurrence régnant sur les marchés bancaires :
Où W représente les prix des facteurs de production; R est la fonction de revenu pour une firme bancaire quelconque. En effet, Panzar et Rosse (1987) posent des prémisse sur les banques en employant des différentes stratégies basées sur les prix en réponse aux changements dans les coûts de l'input selon la structure du marché dans lequel elles opèrent. Ils ont formulé des modèles simples pour les marchés oligopolistiques, concurrentiels et monopolistiques et ils ont développé un test pour discriminer entre ces modèles. Ces tests sont basés dur la propriété de la forme réduite de l'équation revenu de la banque et par conséquent une mesure statistique du comportement concurrentiel des banques H apparue. Panzar et Rosse (1987) prouvent que sous hypothèse de l'existence d'un monopole, une augmentation des prix de l'input entraîne l'augmentation des coûts marginaux, la réduction l'équilibre de la production et par conséquent la diminution de revenu, d'où H sera négatif ou égal à zéro. Dans un monopole, la demande de l'élasticité prix est curviligne, ( e(>1), la fonction utilisée est Cobb Douglass , Panzar et Rosse préconisent que H=e-1 : Si la banque opère dans un marché caractérisé par un monopole, la statistique H est inférieur ou égal à zéro. H<=0. Ce ci est dû à l'intuition économique préconisant que le revenu d'un monopolisateur répondra négativement à un changement dans les coûts d'entrée au marché. En d'autres termes une augmentation de 1% dans les coûts d'entrée induit une augmentation de 1% dans les coûts marginaux, ce qui réduit l'équilibre de la production et du revenu. Alors que si le marché est caractérisé par une concurrence pure et parfaite, la statistique H est égale à l'unité .H=1. Une augmentation dans les coûts d'entrée induira une augmentation proportionnelle dans les coûts marginaux sans affecter l'équilibre de la production de la firme bancaire. Panzar et Rosse ont distingué aussi le cas ou H est comprise entre zéro et un, par conséquent, l'augmentation des coûts d'entrée induit une augmentation moins proportionnelle des revenus. Le marché est en concurrence monopolistique. Le tableau suivant résume les différentes valeurs de la statistique H ainsi que leur interprétation :
Sans doute, le choix de cette première technique dans l'estimation du degré de concurrence observé sur les marchés bancaires est-il accompagné de sérieuses hypothèses théoriques et empiriques? Une première hypothèse nécessaire est d'adopter l'approche d'intermédiation dans la description de la production bancaire; cela suppose que toute firme bancaire utilise différents inputs (non seulement le travail et le capital mais aussi les ressources financières.) D'autre part, la croissance importante des revenus qui ne sont pas des intérêts, oblige à estimer une fonction de revenu total au-delà du calcul de l'expression traditionnelle (où la variable dépendante représente les seuls revenus financiers), dérivée de l'approche de production bancaire. Étant donné ces deux hypothèses, on peut
prendre comme référence le travail de De Bandt et Davis
(2000)14(*), où la
fonction de revenu estimée prend la forme suivante :
où RT correspond aux revenus totaux (intérêts et non intérêts), le vecteur W est composé des prix des différents facteurs de production (le travail, les ressources financières totales et d'autres inputs comme le capital physique), Le vecteur Y représente les variables mesurant la capacité opérationnelle des banques (comme les fonds propres sur l'actif total) Le vecteur correspond à des variables exogènes qui isolent et prennent en compte la spécificité de chaque banque considérée. Les indices t (t = 1,, T) : nombre d'années i (i= 1,..., N) : nombre de firmes bancaires prises en compte. L'estimation de l'expression précédente nous
offrant le degré de concurrence d'un secteur bancaire donné en
considérant la somme des estimateurs associés aux prix des
facteurs de production, */ Description des données et définition des variables : Les données utilisées proviennent essentiellement des statistiques annuelles de l'association professionnelle des banques de Tunisie (APBT). La période couvertes par notre étude s'étend de 1990 jusqu'à 2004 , soit quinze ans. Elle se rapporte à onze banques commerciales tunisiennes opérationnelles tout au long de cette période pour avoir une homogénéité des données, à savoir : 1- BNA : Banque Nationale Agricole 2- STB : Société Tunisienne de Banque 3- BIAT : Banque Internationale Arabe de Tunisie 4- UIB : Union Internationale des Banques 5- BS : Banque de Sud 6- BT : Banque de Tunisie 7- UBCI : Union Bancaire pour le Commerce de l'Industrie 8- AB : Amen Bank 9- ATB : Arab Tunisian Bank. 10- BH 11- BFT Régression de panel. Logiciel : stata 9 */ Définition des variables : Pour estimer la fonction de revenu, Gelos et Roldos (2002)15(*) ont considéré pour chaque banque les inputs, (Wi) le travail, le capital et les intérêts dépensés. Les Yi sont des variables de contrôle au niveau individuel des banques, spécifiquement sont les dépôts, les créances et le Total actifs Molyneux (1994), Bikker et groenveld (1998), Claesseens et Laeven (2003)ont utilisé le revenu total comme variable dépendante qui est le rapport entre ce revenu et total Actif où le revenu total englobe le revenu brut d'intérêt , revenu d'honoraire, revenus de commission . Pour mesurer la concurrence du système bancaire tunisien, on va suivre les mêmes définitions des variables sus citées. Les variables sont résumées dans le tableau suivant :
Les variables sont exprimées en log normales Parmi les hypothèses du modèle de Panzar et Rosse (1987) est que le secteur bancaire doit être en équilibre à long terme. Il est nécessaire d'exécuter cet équilibre pour bien discuter le H test. Le E test d'équilibre est définit par :
avec ROA return on assets =Rentabilité économique, c'est le bénéfice net/total bilan L'une des hypothèses de Panzar et Rosse c `est l'équilibre
Tableau 1 : Estimation des paramètres d'équilibre
De ce tableau, il ressort un indice d'équilibre E =0.0339507, différent de 0, le système bancaire tunisien n'est donc pas en équilibre à long terme. L'estimation du modèle Panzar et Rosse (1987) donne les résultat suivants :
Tableau 2 : Les paramètres estimés de ce modèle apparaissent dans le tableau suivant :
De ce tableau on obtient un indice comportemental H= 0.2317081. Afin de déterminer la méthode appropriée à l'estimation des paramètres, nous avons fait le test de Haussman pour avoir une idée sur le comportement aléatoire des variables et l'étude de la structure des variances et covariances des erreurs. Ce test permet de rejeter H0, c'est-à-dire qu'il n'y a pas d'égalité entre les coefficients estimés par effets fixes et ceux estimés par effets aléatoires, on doit ainsi utiliser la méthode d'estimation à effets aléatoires. Cette méthode consiste en l'estimation par les Moindres Carrés Généralisés (MCG) qui a la propriété de minimiser la variance-covariance des erreurs. D'après le tableau ci-dessus, on constate que le coefficient F est significativement différent de zéro, le facteur financier agit positivement sur le revenu total de la banque, alors que le coefficient de la taille est significatif au seuil 10% et agit négativement sur le revenu. Par référence aux modèles Panzar et Ross (H=0.231781) H (0,1), les banques commerciales tunisiennes ont un comportement monopolistique, par voie de conséquence toute augmentation des coûts d'entrée induit une augmentation moins proportionnelle des revenus. Dans une telle structure de marché, chaque firme vise à différencier ses propres produits des produits des concurrents, et ce, afin, de rendre son produit unique pour échapper à l'homogénéité et obtenir ainsi, une demande distincte de celle qui s'adresse aux produits concurrents. Par ailleurs, plusieurs analyses économiques et recherches empiriques s'accordent sur le fait qu'une économie de type libéral et concurrentiel est favorable à l'emploi efficient des facteurs de production, à la diminution des coûts, à la diversification des risques, à la croissance du produit national et à l'éclosion de la créativité. Une telle performance se contraste avec celle d'économie dirigiste, cartellisée ou compartimentée. Un marché dominé par des cartels ou des monopoles freine la progression de la productivité et la croissance du produit national. En outre, les cartels ou monopoles nuisent à la mise en oeuvre de politiques macro-économiques. * 14 De Bandt. and Davis. E. P, (2000), «Competition, contestability and market structure in European banking setcors on the eve of EMU,» Journal of Banking and Finance, vol 24, pp. 1045-1066. * 15 Gelos, R. G and Roldos. J, (2002) « Consolidation and market structure in emerging markets banking systems,» International Monetary Fund, Working Paper. |
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