b. Test de spécification
Hurlin (1999) s'est assuré de la stationnarité
des séries considérées. Les tests menés sur son
échantillon conduisaient à la non stationnarité des
différentes séries de productivité et d'intensité
capitalistique privée ou publique. Dans le cas des données de
panel. Les distributions des statistiques de test de l'hypothèse nulle
de racine unitaire ont été proposées en particulier par
Levin et Lin (1992). Contrairement au cas des séries temporelles, ces
distributions sont asymptotiquement normales.
Supposant qu'il n'existe pas de relation de
cointégration au niveau de production, Hurlin (1999) choisit de faire
une différentiation par stationnarisation. Cette hypothèse
revient à considérer comme non stationnaire la composante du
résidu de solow purgée des effets imputables aux infrastructures
publics. Une telle hypothèse a de nombreuses fois été
retenue dans des études menées à partir de séries
temporelles, puisque plusieurs auteurs comme (Tatom (1991), Hulten et Schwab
(1991) ont été conduits sur la base de tests de
l'hypothèse de cointégration à retenir une
spécification en différences premières.
(3.2)
Hurlin (1999) vérifie ensuite que les tests de Fisher ne
permettent pas de rejeter l'hypothèse d'une fonction de production
sectorielle commune pour les différents pays de son panel.
Il peut paraître logique sur le plan économique que
les niveaux de stock de capital public et privé, ainsi que le niveau de
l'emploi, soient déterminés conditionnellement aux
spécificités intrinsèques et inobservables du pays
étudié. Sur données régionales américaines,
Holtz-Eakin (1994) et Garcia-Milà et al (1992) trouvent ainsi que les
niveaux moyens des taux de croissance des stocks de capital public sont
corrélés aux effets individuels. Afin de tester la
présence de corrélation entre les effets spécifiques et
les variables explicatives, Hurlin (1999) utilise le test de Hausman (1978). Ce
test admettant pour hypothèse nulle l'absence de corrélation, est
fondé sur l'étude de l'écart entre les estimateurs
à effets fixes et à effets aléatoires.
c. Les résultats de l'étude
empirique
Concernant la définition étroite,
l'élasticité estimée du capital public pour le secteur
agrégé marchand est de l'ordre de 2,1% ce qui est beaucoup plus
faible que ce qu'avaient obtenu Ashauer (1989). Les élasticité
estimées sont positives et significatives dans quatre secteurs
électricité, gaz, eau, transports et
télécommunication que les contributions
générées par les infrastructures sont les plus importantes
(respectivement 2,5% et 2,8%). Pour l'observation dans les autres secteurs
(commerce et finance) l'élasticité estimée est
négative. Pour les secteurs agricole et manufacturier, les
élasticités sont non significatives.
Lorsque l'on considère la définition large, les
effets productifs du capital public sont légèrement plus
importants, avec une élasticité estimée de l'ordre de 5,6%
dans le secteur agrégé. Contrairement au cas
précédent, l'élasticité estimée dans le
secteur manufacturier est significative et positive (4,2%). En outre,
l'adoption d'une définition large du capital public conduit à une
élasticité non significative dans le secteur
électricité, gaz et eau. Dans les autres cas, la structure
technologique sectorielle demeure cependant inchangée par rapport au cas
de la définition étroite.
Il convient donc de souligner que les gains de
productivité attribuables aux investissements dans l'infrastructure ne
sont pas partagés également par toutes les branches
d'activités
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