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Voir
Wagner (2007) pour une revue de la documentation. Après avoir passé
en revue 54 études portent sur 34 pays, publiées
entre 1995 et 2006, l'auteur arrive à la conclusion
que les exportateurs sont plus productifs que les non-exportateurs, et les
entreprises plus productives choisissent d'elles-mêmes d'entrer
sur les marchés d'exportation, tandis que l'exportation
n'améliore pas forcément la productivité. Pour
d'autres revues récentes sur la question, voir López (2005)
et Greenaway et Kneller (2007).
Les études qui ont
examiné la productivité des entreprises qui sont entrées
sur le marché d'exportation et des entreprises sortantes sont
notamment celle de Baldwin et Gu (2003) pour le Canada, celle de Clerides
et coll. (1998) pour la Colombie, celle de Bernard et Wagner (1997) pour l'Allemagne
et celle de Girma, Greenaway et Kneller (2003) pour le Royaume-Uni. Pour une
liste complète, voir le tableau A1 dans Wagner (2007).
Comme l'a expliqué Dixit (1989) en s'inspirant de la documentation
sur le prix des options sur le marché financier, étant donné
l'incertitude au sujet des droits tarifaires futurs et des taux de change
réels, la décision des entreprises d'entrer sur les marchés
d'exportation est équivalente à un groupe restreint d'établissements
ayant de meilleures chances de réussir sur les marchés d'exportation
qui choisiraient d'exercer l'option d'expérimenter
ces marchés.
Les données d'enquête
sont tirées des questionnaires détaillés (souvent remis
aux établissements de plus grande taille) et des questionnaires abrégés
(souvent remis aux établissements de plus petite taille). Les questionnaires
détaillés renferment beaucoup plus de renseignements que les
questionnaires abrégés.
Pour la période postérieure à 2000, les
établissements utilisés dans l'analyse sont ceux qui ont
rempli le questionnaire détaillé et ceux dont les données
proviennent des registres fiscaux. Les premiers sont habituellement des établissements
de plus grande taille tandis que les seconds sont des établissements
de plus petite taille.
Selon une enquête de 1974 visant à recueillir des
données sur l'exportation pour l'ensemble des établissements,
seulement 0,4 p. 100 des établissements qui ont rempli le questionnaire
abrégé ont déclaré des exportations (Baldwin et
Gu, 2003).
Plus précisément,
elles sont exclues de l'analyse sauf dans la section 4.1, où
nous calculons le taux total d'entrée et de sortie et le taux
total de participation.
La valeur ajoutée réelle est calculée à
l'aide des déflateurs correspondants pour l'industrie.
Nous remercions Alla Lileeva qui nous
a fourni les données sur les droits tarifaires. Pour plus de détails
sur les sources et la construction des données tarifaires, voir l'appendice
dans l'étude de Trefler (2004).
Certaines études ont employé un
autre taux de change réel propre à l'industrie, obtenu
en calculant la moyenne pondérée des taux de change entre le
Canada et ses partenaires commerciaux, en utilisant comme facteurs de pondération
les parts du commerce de ces pays dans chaque industrie (Baggs et coll., 2009).
Cette approche soulève deux problèmes. Premièrement,
dans le cas du Canada, les taux de change réels pondérés
en fonction du commerce pour une industrie donnée montrent peu de variabilité
d'une industrie à l'autre puisque la pondération
du commerce avec les États-Unis est dominante dans toutes les industries
manufacturières. Deuxièmement, cette approche suppose les mêmes
rajustements des prix en fonction des mouvements des taux de change nominaux
dans l'ensemble des industries. Cependant, Baldwin et Yan (2007, 2008)
ont observé un degré élevé d'hétérogénéité
dans les réponses des industries. Le taux de change réel rajusté
en fonction des prix est un meilleur indicateur de la compétitivité
internationale d'une industrie. Il mesure l'écart entre
le prix du produit d'une industrie et le prix livré exigé
par les industries des autres pays.
Afin de prévenir toute possible endogénéité,
nous mesurons la production brute réelle de l'industrie par la
somme des expéditions réelles des industries au niveau de la
CTI à quatre chiffres moins les expéditions réelles de
l'établissement.
Il en est ainsi parce que les fonctions des logiciels d'analyse
statistique comme dprobit et mfx de STATA ne détectent
pas qu'une variable est un terme d'interaction et, ainsi, ne prennent
pas la dérivée entière. Par conséquent, lorsqu'une
variable est mise en interaction avec une autre (ou qu'elle a des termes
de rang plus élevés) dans un modèle non linéaire, mfx et dprobit donneront le mauvais effet marginal au terme d'interaction.
Plutôt, l'effet du terme d'interaction nécessite
le calcul de la dérivée croisée ou de la différence
croisée, tel que défini dans l'équation (2).
Baldwin et Yan (2010) constatent qu'une réduction
tarifaire accroît la probabilité que des établissements
ferment leurs portes, en particulier parmi les exportateurs. Ici, nous montrons
en outre que les réductions tarifaires n'ont pas d'impact
sur la décision d'un exportateur de devenir non exportateur parmi
les établissements dont l'exploitation se poursuit.
Le terme « traitement » provient des expériences
médicales, où l'on évalue les effets de nouveaux
médicaments ou procédures médicales en affectant de façon
aléatoire des sujets au groupe traité et au groupe témoin
afin de pouvoir cerner avec précision l'effet du médicament
ou de la procédure médicale examinée. Dans la présente
application, étant donné l'absence d'un groupe témoin
obtenu de façon aléatoire, le coefficient de propension est
utilisé pour construire un tel groupe témoin.
Nous utilisons
l'appariement individuel avec le voisin le plus rapproché sans
remplacement et avec soutien commun (c.-à-d. qu'il y a des établissements
tant traités que non traités pour chaque caractéristique
que nous souhaitons comparer. Si la condition d'un soutien commun n'est
pas satisfaite dans le groupe de traitement, alors l'établissement
est retiré de l'échantillon).
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