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Le modèle explique à peine 20% des variations du coefficient de rétention de l’épargne selon les variables incluses dans les régressions. Toutefois, la forte correspondance des signes des paramètres entre les différentes régressions et la significativité des statistiques de Fisher renforcent la pertinence des méthodes empiriques d’estimation et du choix des métavariables retenues.

La constante de la régression correspond au cas où l’article dont est extraite l’observation i) applique la méthode des MCO (MCO), ii) adopte des séries temporelles annuelles () sur un seul pays de l’OCDE (1), iii) couvre la période 1974-2003 (4), iv) a été publié dans la liste de Kalaitzidakis (2003). Les estimations des constantes des régressions sont toutes significatives et varient de 0,620 à 0,627 pour l’échantillon complet et de 0,593 à 0,599 pour l’échantillon restreint aux années postérieures à 1973. Ces estimations sont inférieures à la moyenne calculée des colonnes (2-1) et (2-5). La corrélation de l’épargne avec l’investissement durant la période 1850-1918 (1) est en moyenne plus faible que celle en vigueur durant la période 1974-2003 (4) puisque la valeur du coefficient de rétention de l’épargne associée à la période est significativement négative. Si on retrouve bien la réduction régulière du coefficient de rétention de l’épargne de 1945 (3), il apparaît que la période 1919-1945 (2) n’a pas d’impact systématique sur l’estimation de β. Par conséquent, sur la période récente, l’épargne domestique devient de moins en moins importante pour financer l’investissement et les économies font de plus en plus souvent appel à de l’épargne étrangère pour financer les projets d’investissements. Le choix de la période a une forte influence sur les résultats car les paramètres estimés associés à la constante de la métarégression permettent de retrouver le cycle de l’intégration financière sur longue période. La hiérarchie des phases de l’intégration financière se constate à nouveau.

Les paramètres des métavariables et indiquent que l’utilisation de données empilées ou en a une incidence systématiquement positive sur l’estimation de β. Toutefois, leurs paramètres au sein de chaque régression sont proches. Il ne devrait pas y avoir de différences importantes lorsque l’estimation du coefficient β est effectuée avec des données de ou avec des données empilées. Dans ces conditions, le choix des données utilisées devrait essentiellement dépendre des contraintes liées à leur disponibilité. Puis, le choix de la fréquence n’exerce pas d’influence systématique sur les estimations de β car les paramètres n’apparaissent pas statistiquement significatifs. L’utilisation de données trimestrielles () tant pour l’échantillon complet que pour l’échantillon 1974-2003 ne devrait pas générer des valeurs du coefficient β différentes du cadre standard puisque les coefficients ne sont pas significatifs. Ces résultats apparaissent ambigus puisque si le choix de la fréquence n’affecte pas significativement les résultats, cela est différent pour le choix de la période. Il s’avère toutefois préférable d’adopter des données annuelles plutôt que trimestrielles. En effet, ces dernières sont peu nombreuses pour les périodes antérieures à 1945 et le tableau 3 indique que 94% des études utilisent des données annuelles. Ces dernières sont généralement disponibles pour de plus larges éventails de pays et couvrent des périodes qui sont parfois relativement longues.

Le support de publication a une influence systématique sur la valeur du coefficient β puisque le coefficient de la variable dichotomique 2 est significativement positif. Les coefficients varient de 0,058 à 0,060 pour l’échantillon complet et de 0,075 à 0,076 pour les échantillons qui se concentrent sur la période 1973-2003. Les auteurs qui publient leur recherche sur des supports qui ne sont pas repris dans la liste 1 auront des estimations du coefficient de corrélation de l’épargne à l’investissement systématiquement plus importantes. La stratégie initiale d’accumulation d’observations en provenance de documents de travail, actes de colloques et autres supports de publications, donc incluses dans la catégorie 2 et qui n’ont pas encore transité par les filtres qualitatifs des revues académiques, a conduit à modifier l’effet induit par l’usage d’observations issues de la catégorie 1. Ce résultat suggère qu’un biais de publication est susceptible d’exister surtout si les travaux portent sur la période postérieure à 1973.

L’impact des variables décrivant la composition de l’échantillon ne doit pas être sous-estimé, car la mobilité internationale se détermine par rapport à un pays ou un groupe de pays, plus que par rapport aux caractéristiques des données et du support de publication. D’où l’importance de ces métavariables dans l’interprétation des résultats. Les paramètres de ces métarégressions montrent une influence systématique de la composition de l’échantillon sur la valeur de β. Lorsqu’une étude porte sur un groupe de pays de l’OCDE (, ,) ou des PVD (, 1 et ), les coefficients sont tous négatifs et significatifs. Cela conduit systématiquement à diminuer la valeur du coefficient β, même si l’effet final est inégal selon les métavariables.

Les coefficients des données régionales, () sont tous plus importants que la constante de la régression correspondante puisqu’ils varient de -0,827 à -0,824 (resp. -0,785, -0,783) dans le cas de l’échantillon complet (resp. l’échantillon 1973-2003). Une nation étant l’agrégation de régions, supposées former une zone monétaire optimale, chaque région est plus intensément spécialisée que ne l’est la nation en moyenne. L’épargne apparaît nettement plus mobile entre des régions d’un même pays qu’entre différents pays, même si le niveau de vie apparaît relativement homogène. Afin de faire face aux déviations de la production relativement à celles du revenu, ces entités géographiques où les parités sont fixes s’ouvrent plus aisément au marché financier. L’absence d’anticipations de dépréciation des changes repousse les frontières de la solvabilité. L’incitation des autorités domestiques à intervenir se réduit puisqu’elles n’ont plus à se préoccuper des déséquilibres financiers régionaux, d’autant que les derniers peuvent être affectés par les transferts nets des administrations centrales auprès des instances régionales. Ces transferts intrarégionaux constituent alors le moyen d’assurer la solvabilité financière et justifient la faible corrélation entre l’épargne et l’investissement. La mobilité du capital apparaît forte et la corrélation entre l’épargne et l’investissement est réduite, voire négative, car les régions semblent former un ensemble relativement intégré, alors que les nations apparaissent relativement cloisonnées. L’Union européenne est susceptible de s’assimiler de plus en plus à un ensemble de régions où la mobilité intrarégionale du capital s’accroît alors même que la mise en place d’une zone de parités fixes, puis de la monnaie unique, accentue la mobilité du capital (Bhandari et Mayer, 1990). En contrepartie, la sensibilité du β à l’évolution de la conjoncture s’accroît (Armstrong , 1996). Ces résultats sur les données régionales, qui sont robustes à la méthodologie de calcul de l’épargne, sont en accord avec les conclusions des articles où des résultats de corrélation faibles et négatives sont mis en évidence, tant pour 11 régions britanniques, (Bayoumi et Rose, 1993), que pour des régions italiennes (Decressin et Disyatat, 2000), canadiennes (Helliwell et McKitrick, 1999; Decressin et Disyatat, 2000), japonaises (Yamori, 1995; Dekle, 1996) ainsi que nord-américaines (Sinn, 1992).

Les paramètres des trois métavariables qui se rapportent aux pays en voie de développement (, 1 et ) sont tous significativement négatifs. L’illusion d’une substantielle mobilité internationale des capitaux entre ces pays est forte. Très rapidement, des travaux comme ceux de Wong (1990) et Dooley (1987), avaient mis l’accent sur des coefficients de rétention de l’épargne relativement moins favorables que pour les pays de l’OCDE alors que des contrôles sur la mobilité des capitaux persistent encore dans de nombreux pays en voie de développement. Ces pays sont ouverts sur le reste du monde afin d’assurer leur développement et sont implicitement plus favorables à l’endettement extérieur, donc à une importation de capitaux, sans que cela reflète une intégration financière poussée.

Une interprétation possible de la faiblesse de cette corrélation entre l’épargne et l’investissement réside dans les défaillances qui peuvent apparaître dans les réseaux de collecte de l’information statistique au sein de ces pays. Également, il n’est pas certain que les méthodes économétriques mises en oeuvre pour les pays de l’OCDE soient aisément utilisables dans les pays en voie de développement en raison des difficultés qui peuvent exister pour obtenir des données fiables sur des périodes relativement significatives. La sous-déclaration statistique liée aux imperfections dans cette collecte peut induire des opérations d’arbitrages internationaux qui donnent lieu à des mouvements internationaux de capitaux. Ces derniers ne sont qu’imparfaitement, voire pas du tout, repris dans les statistiques nationales. Le coefficient de corrélation entre l’épargne et l’investissement est sous-évalué, sans que cela soit le résultat d’une forte mobilité des capitaux. De surcroît, les lacunes persistantes de certains réseaux financiers et bancaires dans la collecte de l’épargne peuvent sous-estimer la valeur effective de l’épargne nationale. Devant les faibles performances du système bancaire en matière de collecte de l’épargne et de financement de l’investissement, des réseaux parallèles, donc peu recensés, se mettent en place. Puis, l’aide étrangère au développement pour le financement des déséquilibres des balances des paiements peut exercer une large influence. En effet, une part substantielle de l’importation nette d’épargne provient de l’aide au développement versée par des organismes financiers publics ou privés. L’aide au développement qui est un flux non marchand ne reflète pas exactement l’état de l’intégration financière, selon une réponse endogène au marché, puisqu’elle passe préalablement par le filtre rigoureux de ces organismes financiers. Elle s’apparente dans ce cas à un supplément de consommation nationale, dont l’objectif est d’aider au développement économique par l’intermédiaire de l’accumulation du capital. L’écart entre l’épargne et l’investissement domestiques est modifié sans que la mobilité du capital en soit la cause initiale.

Implicitement, la significativité du coefficient sur la variable incite à revenir sur l’argument développé initialement par Harberger (1980), Murphy (1984) puis par Wong (1990) sur la taille des pays. Cette dernière peut conduire à conclure à une mobilité internationale du capital différente de celle qui existe dans la réalité. Par effet de taille, bien que la distinction n’apparaisse pas clairement dans la littérature, il est possible de distinguer d’une part, l’effet de taille à proprement parler, de l’effet lié aux niveaux inégaux de développement entre pays, souvent regardés comme petits au regard des élasticités prix, d’autre part. La taille d’un pays affecte d’abord les résultats en raison de ses structures productives, puis de son poids dans l’économie mondiale. Harberger (1980) avec Tobin (1983) montrent que la mobilité des capitaux est plus importante dans les petits pays que dans les pays de grande taille. Ces derniers bénéficient d’une structure productive plus diversifiée, où le nombre plus important de secteurs manufacturiers en excédent d’épargne permet de satisfaire les besoins des secteurs en déficit d’épargne. Cela permet de financer une fraction croissante de l’investissement domestique, sans que cela nécessite un financement extérieur important. Une estimation de la corrélation entre l’épargne et l’investissement pour de grands pays devrait donner des résultats plus élevés que pour de petits pays. D’ailleurs Murphy (1984), avec un échantillon de 17 pays de l’OCDE entre 1960 et 1980, montre que la corrélation entre les taux d’investissement et d’épargne s’améliore lorsqu’on exclut les petits pays ayant une faible part dans l’épargne totale.

Ces résultats infirment l’hypothèse selon laquelle les marchés financiers de grands pays comme les USA, la Grande-Bretagne ou le Japon sont relativement plus intégrés que ceux d’autres pays industrialisés. Que faut-il conclure sur le plan de la mobilité internationale du capital si le coefficient de rétention de l’épargne se réduit à la suite de l’exclusion de grands pays? Baisse-t-il parce que le grand pays est mieux intégré financièrement que les autres pays, ou bien parce que les pays restants n’ont qu’une influence réciproque réduite sur les tendances respectives de l’épargne et de l’investissement, ou bien parce qu’il existe des déterminants communs? Auquel cas, ce n’est pas la taille absolue qui importe, mais la taille relative entre les pays de l’échantillon. Une telle conclusion semble sortir de l’étude de Tesar (1991). Celle-ci, dans un échantillon de 24 pays de l’OCDE, tout en gardant les grands pays, exclut le Luxembourg en raison de son caractère atypique. La taille du Luxembourg et la structure de sa balance des paiements, liée à sa spécialisation internationale affecte la qualité des résultats. Les coefficients présentés se modifient significativement lorsque l’échantillon exclut le Luxembourg [18] . Si la corrélation était véritablement le signe d’une mobilité internationale forte du capital, l’exclusion de n’importe quel pays ne devrait pas affecter significativement les valeurs successives des coefficients de corrélation.

La technique économétrique adoptée exerce une grande influence sur la valeur de β. Cependant, le choix de la technique économétrique est simultanément conditionné par les données que le chercheur utilise et soumis au progrès technique inhérent à l’utilisation de l’économétrie elle-même. D’autres techniques plus récentes comme celles liées à la coïntégration sur des séries temporelles et sur des données en font actuellement l’objet d’une utilisation significative.

Le tableau 4 montre que la méthode des variables instrumentales (IV) n’a pas d’effet significatif sur l’estimation du coefficient β. Cependant, que l’équation linéaire 1 soit testée par la méthode des MCO, qui est la méthode économétrique la plus fréquemment utilisée, ou avec des méthodes alternatives, la forme statique de cette relation persiste, sans distinction possible entre la tendance de long terme liant le niveau du taux d’épargne et d’investissement et les ajustements de court terme, en supposant que le lien entre l’épargne et l’investissement soit constant et identique entre tous les pays. L’évaluation de la mobilité internationale du capital sous cette forme ne différencie pas les évolutions tendancielles de long terme de leurs évolutions cycliques, autrement qu’en réduisant la période totale en diverses sous-périodes, puis en comparant les valeurs des coefficients estimés entre eux et la dépendance des uns à l’égard des autres (Turner, 1986; Sinn, 1992).

Les modifications structurelles sont supposées inexistantes quand la moyenne sur les données est réalisée sur de longues périodes ou alors elles sont estimées par des moyennes sur de plus petites périodes. Comme le souligne Frankel (1989), les modifications structurelles, si elles existent, se réalisent selon une parfaite homogénéité pour tous les pays, puisque les données disponibles subissent le même traitement. Or cela est peu vraisemblable. Il est raisonnablement concevable que l’intégration financière ne se soit pas réalisée à un rythme identique pour tous les pays, car les niveaux de revenus ne sont pas nécessairement homogènes et conduisent à des relâchements significatifs et inégaux des valeurs des coefficients de corrélation. C’est pourquoi, les nombreuses études adoptant des séries temporelles nuancent ces résultats. Coakley (1996), Jansen (1996, 1997), Jansen et Schulze (1996) pour la Norvège, Ballabriga (1991), Argimon et Roldan (1994) pour certains pays de l’Union européenne [19] , en s’appuyant sur la théorie de la coïntégration, remettent en cause l’interprétation initiale de la relation 1, lui préférant la représentation sous forme de correction d’erreur qui favorise la distinction entre la dynamique de court terme de celle de long terme. Dès lors, une estimation de β élevée n’est plus le reflet d’une faible mobilité internationale du capital mais le signe du respect de la contrainte budgétaire intertemporelle d’une économie ouverte puisque l’on recherche implicitement un vecteur de coïntégration (1,–)=(1,-1). L’utilisation d’une méthode de coïntégration a systématiquement pour effet de majorer le coefficient β au regard du cadre de référence. L’influence d’une telle technique est plus importante sur l’échantillon 1973-2003 que sur l’échantillon complet puisque les coefficients varient de 0,137 à 0,144 dans le premier cas et 0,065 à 0,066 dans le second cas.

Pour autant, lorsque les études exploitent des séries temporelles, le coefficient β ne fait que décrire le lien au sein de chaque nation entre le comportement d’investissement et celui d’épargne, sans tenir compte des moyens qui sont mis en oeuvre pour subvenir à court et moyen termes au déséquilibre que reflète un β différent de l’unité et sans considérer simultanément l’incidence des autres économies et leurs éventuelles complémentarités sur le financement des déséquilibres. La multiplication des estimations du coefficient de rétention pour les mêmes nations conduit finalement à une multiplicité de résultats dont l’originalité réside dans la spécificité économétrique adoptée. Cependant, ni les travaux sur données empilées, ni ceux sur séries temporelles ne permettent de montrer les effets fixes liés à la localisation (pays, régions) et au temps, alors qu’ils peuvent jouer un rôle non négligeable dans la détermination du coefficient de rétention de l’épargne. Plutôt que de se concentrer sur chaque pays, il semble préférable de considérer les relations simultanément au sein d’un de pays afin de mieux incorporer l’hétérogénéité entre les pays et entre les périodes de temps. Krol (1996), Jansen (2000), Corbin (2001) ainsi que Coakley (2004) soulèvent le problème lié à l’hétérogénéité des données lorsque l’on adopte des données de . Ces auteurs obtiennent des valeurs du coefficient de rétention de l’épargne nettement différentes de celles déduites par FH en utilisant des données en . Le signe du paramètre décrivant l’utilisation des techniques de la coïntégration appliquées aux données en (CI_P) est significatif et élevé au regard des autres coefficients (Kim 2005; Eng et Habibullah, 2006; Pelgrin et Schich, 2008) dans les deux échantillons. La méthode DOLS mène aussi à des valeurs significatives du coefficient de rétention. Ces deux méthodes indiquent dans tous les cas une majoration systématique du coefficient de rétention de l’épargne comparé à celui que l’on peut déduire de l’utilisation de la méthode des MCO. L’utilisation de la méthode DOLS a le plus d’impact sur l’évaluation du coefficient de rétention de l’épargne puisque les coefficients associés à cette méta-variable sont de l’ordre de 0,23 ou 0,25 selon l’échantillon alors que les coefficients associés à la métavariable CI_P sont moindres. La méthode FMOLS n’exerce, quant à elle aucun impact systématique sur l’estimation de β.

Une fois que le choix est effectué sur les statistiques utilisées ainsi que leur fréquence, les échantillons de pays adoptés et le support de publication, on constate aisément que la méthodologie économétrique conduit à des valeurs du coefficient de rétention de l’épargne nettement différenciées. Il est donc nécessaire d’adopter différentes stratégies économétriques afin d’avoir un large aperçu du spectre du coefficient de rétention de l’épargne. Cette stratégie semble peu fréquemment mise en oeuvre puisqu’elle ne concerne qu’un tiers des articles.

Les éditeurs des journaux académiques ont fréquemment tendance à rejeter les propositions d’articles qui n’apportent pas de réelle valeur ajoutée à la littérature existante. Ces mêmes éditeurs ne sont pas nécessairement sensibles aux travaux dont les résultats ne sont pas significatifs au sens où l’hypothèse nulle est trop fortement acceptée, puisque les articles publiés sont ceux qui démontrent leur originalité, leur qualité technique et le caractère probant de l’hypothèse testée. Dès lors, il convient de vérifier la présence d’un biais de publication.

L’étude de la présence d’un biais de publication s’effectue d’abord visuellement à l’aide d’un «» que complète une régression supplémentaire à partir d’un nouvel échantillon qui ne porte que sur les observations incluses dans la catégorie 1. Des tests spécifiques qui suivent les enseignements de Stanley (2005: 321) ainsi que Stanley (2008) complètent cette analyse.

L’analyse du graphique (graphique 3) en entonnoir permet de visualiser l’existence d’un biais de publication. Ce graphique associe le coefficient de rétention de l’épargne sur l’axe horizontal avec l’inverse de l’écart-type de chaque β sur l’axe vertical. En l’absence de biais de publication, il devrait y avoir une répartition symétrique et aléatoire autour de l’effet réel. La base du graphique devrait être plus large car les estimations fondées sur de petits échantillons sont généralement moins précises et sont généralement moins proches de l’effet empirique réel. Le graphique 3 montre une plus forte concentration des coefficients de rétention de l’épargne à droite de la moyenne, représentée par la verticale, alors que la distribution des observations apparaît plus étendue à gauche de cette moyenne. Cette conclusion visuelle renforce l’hypothèse d’un biais de publication mais doit faire l’objet d’une validation empirique.

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Présent dans le groupe B avec l’Espagne, le Maroc et l’Iran, le Portugal a communiqué hier soir à la FIFA un groupe élargi de 35 joueurs. Une première sélection qui sera affinée définitivement jeudi prochain lorsque Fernando Santos dévoilera jeudi prochain les noms des 23 heureux élus qui seront du voyage en Russie pour la prochaine Coupe du Monde. Un groupe où plusieurs valeurs sûres de la Selecçao das Quinas sont présentes.

Aux cages, l’inamovible Rui Patricio est de la partie (tout comme le Lyonnais Anthony Lopes). En défense, les anciens comme Bruno Alves, José Fonte ou encore Pepe ont été convoqués. Tout comme le Marseillais Rolando qui, après avoir fait son retour en sélection en mars derniers, reste dans les petits papiers de l’Ingénieur. Au milieu, pas de surprises majeures. En difficulté depuis son départ de Benfica, Renato Sanches n’est bien évidemment pas appelé. Enfin, le secteur offensif est classique avec Cristiano Ronaldo, Nani et Gonçalo Guedes en leaders.

Buteur décisif à l’Euro 2016, Eder est là aussi, ainsi que le Monégasque Ronny Lopes! Avec une seule cape au compteur (en novembre 2017), l’attaquant de l’ASM récolte le fruit de sa bonne saison sur le Rocher (13 buts en Ligue 1) et conserve toutes ses chances d’aller en Russie. Si une partie du suspense vient d’être levée, les intéressés attendront encore deux jours pour savoir qui seront les 12 malheureux laissés au pas de la porte d’embarquement pour la Russie.

Le groupe des 35 Portugais:

Gardiens: Anthony Lopes (Lyon/FRA), Beto (Goztepe/TUR), Rui Patrício (Sporting/POR)

Défenseurs: Antunes (Getafe/ESP), Bruno Alves (Rangers/ECO), Cédric Soares (Southampton/ANG), João Cancelo (Inter/ITA), José Fonte (Dalian Yifang/CHI), Luís Neto (Fenerbahçe/TUR), Mário Rui (Naples/ITA), Nélson Semedo (FC Barcelone/ESP), Pepe (Besiktas/TUR), Raphael Guerreiro (Dortmund/ALL), Ricardo Pereira (FC Porto/POR), Rolando (Marseille/FRA), Rúben Dias (Benfica/POR)

Milieux: Adrien Silva (Leicester/ANG), André Gomes (FC Barcelone/ESP), Bruno Fernandes (Sporting/POR), João Mário (West Ham/ANG), João Moutinho (Monaco/FRA), Manuel Fernandes (Lokomotiv/RUS), Rúben Neves (Wolverhampton/ANG), Sérgio Oliveira (FC Porto/POR), William Carvalho (Sporting/POR)

Attaquants: André Silva (AC Milan/ITA), Bernardo Silva (Manchester City/ANG), Cristiano Ronaldo (Real Madrid/ESP), Éder (Lokomotiv/RUS), Gelson Martins (Sporting/POR), Gonçalo Guedes (Valence/ESP), Nani (Lazio/ITA), Paulinho (SC Braga/POR), Ricardo Quaresma (Besiktas/TUR), Ronny Lopes (Monaco/FRA)

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Le service d'hématologie adulte du CHU de Nantes est spécialisé dans le diagnostic et la prise en charge thérapeutique des hémopathies malignes (maladies cancéreuses du sang, de la moelle osseuse et du système ganglionnaire). Il est le plus grand centre de recours de la région des Pays dela Loire pour les traitements des leucémies aiguës, des greffes de moelle osseuse, du myélome multiple et des lymphomes .Il est expert dans le développement de nouveaux médicaments, et a reçu une autorisation spéciale de l’Institut national du cancer (INCa) pour étudier toutes les nouvelles options thérapeutiques pour les patients atteints de ces maladies graves et mettre en place des études cliniques pour le développement de nouveaux médicaments.

En vidéo : présentation du service d'hématologie et de la recherche clinique

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Une expertise au plus haut niveau international concerne le myélome, les lymphomes et les leucémies aiguës lymphoblastiques. D’autre part, l’allogreffe de cellules souches hématopoïétiques est une prise en charge spécifique des maladies du sang qui est particulièrement étudiée dans le service d’hématologie. La recherche clinique, l’étude et le développement de tous les nouveaux médicaments pour traiter ces maladies graves sont un des axes majeurs de travail au sein du service d’hématologie, reconnus par l’Institut National du Cancer (INCa). L’accès pour les patients à toutes les innovations thérapeutiques est une priorité du service. Molly Bracken Combinaison Trouver La Sortie Grand Prédédouanement Ordre Qa2KMB
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