b. Les résultats sur un panel complet des
régions françaises
Les résultats des estimations réalisées
par Charlot et al. (2003) (Moindres carrés ordinaires, l'estimateur
Within ou modèle à effets fixes et le modèle à
effets aléatoires faisant appel aux moindres carrés
généralisés) étant reportés au tableau 3.1.,
présentent les élasticités des différents facteurs
de production auxquelles ces estimations aboutissent. Les
élasticités obtenues à l'aide des résultats de la
translog sont calculées au point moyen, mais aussi aux percentiles 25 et
75 (c'est-à-dire en Q1 et Q3).
Tableau 3.1. :
Elasticités des facteurs de production : Cobb-Douglas et
translog
|
Formes fonctionnelles
|
Elasticité du capital privé
|
Elasticité de l'emploi
|
Elasticité du capital public
|
|
Cobb-Douglas : MCO
Modèle à effets
fixes
Modèle à effets
aléatoires
|
0,305 (20,08)
0,167 (8,22)
0,188 (9,91)
|
0,737 (24,79)
0,623 (9,64)
0,645 (23,78)
|
0,068 (2,77)
0,309 (17,96)
0,294 (17,90)
|
|
Translog : MCO au point moyen
MCO au point Q1
MCO au point Q3
|
0,271 (17,73)
0,363 (21,98)
0,211 (10,15)
|
0,677 (23,52)
0,553 (15,08)
0,772 (26,72)
|
0, 132 (3,33)
0,123 (5,16)
0,128 (5,12)
|
Source : Charlot et al. (2003)
Quels que soient l'estimateur ou la forme fonctionnelle
choisis, ces résultats tendent à mettre en évidence une
élasticité de la production au capital public significativement
positive, signe d'un impact positif du capital public sur la production
régionale et sa croissance.
c. Un impact du capital public qui se
différencie par groupe de régions
La stratégie d'estimation mise en oeuvre ici consiste
à repartir le panel des régions françaises en un certain
nombre de sous-panels formés de régions aux comportements
supposés plus homogènes et à renouveler les estimations
précédentes sur chacun des sous-panels.
Comme, il est question d'analyser l'impact productif du
capital public à des disparités interrégionales, Charlot
et al. (2003) ont procédé au regroupement des régions en
fonction de la valeur ajoutée par tête.
En fait, les résultats apparaissent plus robustes
lorsque les estimations sont effectuées par groupes de régions
que lorsque l'on mobilise le panel complet des régions
françaises.
Tableau 3.2. : Elasticité des
facteurs de production par groupe de régions classées selon leur
richesse initiale
|
Groupes de régions
|
variables
|
MCO
|
WITHIN
|
MCG
|
|
GROUPE 1
Initialement les plus riches
|
Emploi
|
0,661(16,1)
|
1,584(10,6)
|
0,637(1,75)
|
|
K privé
|
0,491(15,7)
|
0,238(2,34)
|
0,415(7,05)
|
|
K public
|
-0,014(-0,50)
|
0,193(2,75)
|
0,092(2,21)
|
|
Groupe 2
Les régions moyennes
|
Emploi
|
0,737(22,0)
|
0,600(6,63)
|
0,528(13,5)
|
|
K privé
|
0,124(6,93)
|
0,243(6,15)
|
0,220(6,71)
|
|
K public
|
0,151(5,87)
|
0,256(9,74)
|
0,260(11,2)
|
|
Groupe 3
Les régions les plus pauvres
|
Emploi
|
0,603(19,1)
|
0,187(1,68)
|
0,554(16,5)
|
|
K privé
|
0,263(10,7)
|
0,316(10,1)
|
0,298(10,4)
|
|
K public
|
0,242(10,0)
|
0,213(7,38)
|
10,236(8,94)
|
Source : Charlot et al. (2003)
Quelle que soit l'appréciation que l'on porte sur la
qualité des résultats obtenus, ceux-ci font apparaître une
absence d'efficacité productive du capital public dans les
régions initialement les plus riches et suggèrent un impact
significativement positif de celui-ci sur la croissance régionale de
toutes les régions initialement moins riches, le gain de croissance
étant plus important dans les régions de richesse moyenne que
dans les régions pauvres.
En clair, les investissements publics réalisés en
région permettraient, du fait des phénomènes
d'encombrement que leur forte présence engendre dans les régions
riches, un certain rattrapage de l'ensemble des autres régions mais sa
plus forte efficacité dans les régions moyennes empêcherait
les plus pauvres de rattraper les moyennes.
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