Financial Development, Trade Openness and Growth during the First Wave of Globalization

Alexandra D'ONOFRIO Centre Arcelli d'études monétaires et financières (CASMEF), Université LUISS Guido Carli (Italie). Contact : alexandra.donofrio@gmail.com.
Peter L. ROUSSEAU Professeur, Département d'économie, Vanderbilt University (États-Unis). Contact : Peter.L.Rousseau@Vanderbilt.Edu.


Did financial development and international trade reinforce each other and drive economic growth more than a century ago? We investigate these linkages among 17 countries during the first wave of economic globalization (1850-1929). Cross-country dynamic panels as well as VARs and VECMs for individual countries indicate that financial development led both trade and growth at this time, while trade largely responded to financial development.


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Footnotes

1   Voir, entre autres, King et Levine (1993), Rousseau et Wachtel (1998) et Levine et al. (2000).

2   Voir Dollar (1992), Sachs et Warner (1995) et Edwards (1998).

3   Pays couverts et première année de couverture des données pour chaque pays : Allemagne, 1883 ; Argentine, 1884 ; Australie, 1880 ; Brésil, 1880 ; Canada, 1870 ; Danemark, 1850 ; Espagne, 1875 ; États-Unis, 1851 ; Finlande, 1862 ; France, 1851 ; Italie, 1872 ; Japon, 1878 ; Norvège, 1865 ; Pays-Bas, 1850 ; Portugal, 1880 ; Royaume-Uni, 1870 ; Suède, 1870.

4   Schularick et Taylor (2012) établissent un impressionnant jeu de données relatives aux prêts bancaires qui inclut quinze des pays que nous étudions dès 1870, mais cette couverture est insuffisante par rapport à notre objectif. En particulier, l'échantillon de prêts est 18 % plus petit que notre échantillon relatif à la masse monétaire au sens large, et la couverture avant 1900, 35 % plus petite. Compte tenu de notre souhait de procéder à une analyse des séries temporelles portant sur des données couvrant une bonne partie du xixe siècle, nous poursuivons avec la masse monétaire au sens large en guise d'agrégat financier. Parallèlement, nous constatons que les séries relatives aux prêts et à la masse monétaire au sens large présentent des corrélations supérieures à 0,9 pour tous les pays communs à nos échantillons, corrélations établies par recoupement avec leurs observations. Nous remercions Moritz Schularick de nous avoir fourni une version mise à jour des données concernant les prêts.

5   Le modèle suppose que les erreurs sont orthogonales aux effets fixes et aux décalages des variables du système, ont une variance positive et ne sont pas corrélées entre unités transversales et dans le temps. Nous utilisons les effets fixes propres aux pays, car ils sont susceptibles de refléter les caractéristiques omises propres aux pays qui sont corrélées à d'autres variables explicatives.

6   Compte tenu des perturbations survenues dans les échanges internationaux après le début de la Première Guerre mondiale, nous avons comparé nos résultats à ceux que nous avions obtenus lorsque le panel s'achevait en 1913, ce qui a réduit de 23 % le nombre d'observations. Nous avons constaté que la masse monétaire au sens large et le commerce continuaient de déterminer, au sens de Granger, la production aux seuils respectifs de 5 % et 10 % dans les estimations LSDV et au seuil de 5 % dans les estimations MMG en système. La masse monétaire détermine, au sens de Granger, le commerce au seuil de 15 %, un résultat légèrement plus faible que celui obtenu avec l'échantillon complet.

7   Dans tout cadre de régression fini, les résultats des tests de causalité statistique basés sur la chronologie doivent être interprétés avec prudence étant donné qu'ils sont fondés sur l'inclusion de toutes les informations pertinentes dans le modèle. Si cette condition n'est pas respectée, des variables externes au système pourraient faire évoluer de manière exogène les variables d'intérêt avec des tendances chronologiques différentes, donnant seulement l'impression que l'une « détermine » l'autre. En ce sens, nos résultats ne font que suggérer les forces économiques sous-jacentes que les données révèlent.

8   Ainsi que le décrit Lütkepohl (1993, pp. 43-48), les réponses impulsionnelles nulles assignent le choc initial dans un système VAR à la première variable dans le classement de l'analyste, avec des réponses qui sont ensuite calculées de manière standard. Nous classons les variables des graphiques 1 en fonction de leur exogénéité respective telle qu'indiquée par les tests de Granger en panel : en premier, la masse monétaire au sens large, en deuxième, le commerce et en troisième, la production.

9   Sur les 51 séries que nous examinons, toutes sauf trois (le PIB pour le Danemark et M3 pour le Japon et la Suède) sont incapables de rejeter l'hypothèse nulle d'une racine unitaire au seuil de 5 % avec le test augmenté de Dicky-Fuller ou le test de Phillips-Perron (1988). Les tests de Johansen (1991) indiquent la présence d'un vecteur de cointégration unique pour le PIB, M3 et le commerce dans tous les pays sauf deux, Italie et Japon.


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