Cahiers de la Recherche EVALUIATION DE LA CONCURRENCE BANCAIRE AU MAROC : APPLICATION DU MODELE DE PANZAR ET ROSSE Hakam Afifa Filali Adib Fatine Firano Zakaria Afifahakam@hotmail.com filaliadib@live.fr firanou@yahoo.fr Faculté des Sciences Juridiques Faculté des Sciences Faculté des Sciences Economiques et Sociales de Juridiques Juridiques Rabat-Agdal Économiques et Économiques et Sociales de Rabat- Sociales de Rabat- Agdal Agdal Résumé Ce papier évalue le degré de la concurrence au niveau du secteur bancaire marocain à l’aide de l’approche de Panzar et Rosse (1987). Ainsi, une fonction de revenu de forme réduite a été estimée, en données de panel, sur un échantillon de cinq banques marocaines qui détiennent plus de 80% du marché du crédit. Les résultats obtenus confirment empiriquement que le secteur bancaire marocain est non concurrentiel (par les prix ou/et par les quantités), est caractérisé par une concurrence monopolistique dont les facteurs déterminants sont propres aux comportements bancaires. En outre, l’analyse de la dynamique de l’indice de Panzar et Rosse entre 1993 et 2010 fait prévaloir une stabilité du degré concurrentiel puisqu’il varie entre 0,37 et 0,28, ce qui laisse présager que les banques en présence conduisent des stratégies d’ententes permettant de réduire la concurrence du secteur bancaire marocain. Summary This paper assesses the degree of competition in the Moroccan banking sector with the approach of Panzar and Rosse (1987). Thus, a revenue function of the reduced form was estimated using panel data on a sample of five Moroccan banks that hold more than 80% of the credit market. The results confirm empirically that the Moroccan banking sector is not competitive (by price or / and by quantity), is characterized by monopolistic competition which factors are specific to bank behavior. Furthermore, analysis of the dynamics of the index of Panzar and Rosse between 1993 and 2010 made a claim stabilization of competitive level, varying between 0.37 and 0.28, which suggests that banks in the presence strategies lead to agreements that reduce competition in the banking sector in Morocco. Mots clés : Industrie bancaire, concurrence, concentration, pouvoir de marché et concurrence monopolistique. 149  Cahiers de la Recherche 1. Introduction Le processus de libéralisation financière et de déréglementation du système bancaire marocain, entamé depuis le début des années 90, visait à instaurer un climat des affaires favorable à la croissance économique et à l‘intégration du système financier dans l‘équation du développement économique et social. Depuis plusieurs décennies, le rôle du système bancaire marocain dans l‘allocation optimale des ressources et dans le financement de l‘économie était globalement limité. L‘encadrement des crédits, les politiques sélectives et l‘administration des taux ont pesé lourdement sur le bien être des différentes banques et ont causé quelques difficultés, voire faillites, de quelques établissements bancaires. Le taux des créances en souffrance ont atteint durant cette période des seuils extrêmes réduisant ainsi la qualité des actifs et des bilans bancaires. Cette situation démontre effectivement et sans aucun doute que le système bancaire marocain était dans des conditions de sous optimalité, qui ne favorisent ni le bien être du consommateur ni du producteur. Dans cette perspective, les mouvements de libéralisation ont été mise en œuvre pour permettre aux banques de bénéficier des biens faisances d‘une économie de marché. Les actions de libéralisation des taux d‘intérêt, de décloisonnement, de déréglementation et de désintermédiation ont pu contribuer à améliorer la concurrence dans le système bancaire marocain. L‘instauration d‘un climat concurrentiel, va permettre aux institutions financières de maximiser leurs revenus et de contribuer efficacement à la croissance économique du pays. Par ailleurs, ces mouvements de libéralisation ont conduit à réduire significativement le niveau des taux d‘intérêt, ce qui a facilité, à une certaine mesure, l‘inclusion financière des différents agents économiques. Après plusieurs années de réformes soutenues, le secteur bancaire marocain est aujourd‘hui un des premiers au niveau de l‘Afrique, ses stratégies dépassent désormais les frontières du pays pour atteindre d‘autres pays voisins. Bien que, les indicateurs de performance indiquent une solidité et une profitabilité grandissantes, le système bancaire marocain demeure affecter par des faiblesses quant aux coûts de financement des investissements et aux conditions d‘accès des agents économiques aux services financiers. Les stratégies entreprises par les banques font prévaloir un comportement collusoire en termes de prix et une unicité en termes de régulation de la relation clients-banques. Les questions de tarification et de stratégies bancaires sont intimement liées aux problématiques de concurrence bancaire. Une industrie bancaire concurrentielle garantie une optimalité dans l‘allocation de l‘épargne à l‘investissement. De surcroît, la minimisation des coûts des inputs et la maximisation des revenus bancaires permettent entre autres de maintenir les prix des services bancaires à leurs niveaux d‘optimalité et d‘efficacité. Toutefois, un secteur concurrentiel n‘est guère garant d‘une stabilité macroéconomique, puisque la concurrence induit toujours des comportements darwinistes qui convergent souvent vers des conditions monopolistiques qui jouent en désaccord avec le bien être du consommateur. A cet égard, l‘analyse de la structure concurrentielle et du pouvoir de marché sont d‘importance cruciale pour juger l‘efficacité des politiques publiques en termes de régulation des activités bancaires. Prévoir une mesure du pouvoir du marché des banques marocaines va permettre de juger l‘optimalité de leurs actions et leur impactent sur le coût du capital et la croissance des investissements productifs. De plus, la mesure de la concurrence revêt un caractère grandissant 150  Cahiers de la Recherche puisqu‘elle contribue à la formulation de règles prudentielles plus efficaces et permettant de réguler l‘activité d‘intermédiation en réduisant les risques systémiques d‘une structure donnée. Dans cette perspective, on envisage de mesurer le pouvoir de marché ainsi que la structure de concurrence du système bancaire marocain à travers l‘usage du modèle de Panzar et Rosse (1987) sur une période allant de 1993 et 2010. Ce travail mettra en lumière dans un premier point les différents travaux théoriques et empiriques traitant de la concurrence. Ensuite, une présentation du modèle des deux auteurs sera envisagée. Ainsi, l‘adaptation du modèle au cadre marocain sera effectuée. Enfin, les résultats des estimations et leurs interprétations feront l‘objet de la dernière section. 2. Revue de littérature théorique Deux grandes approches théoriques sont employées afin de mesurer le degré de la concurrence d‘une industrie bancaire, à savoir : les approches structurelles et non-structurelles89. La première approche a ses origines dans le paradigme de Structure-Comportement-Performance (SCP)90 et l'hypothèse d'efficience. Ces deux modèles étudient, respectivement, les effets de la concentration et de l‘efficience sur la performance d‘une industrie. La concentration, selon l‘approche SCP « la séquence royale » permet de renforcer le poids des grandes firmes d‘une industrie et contribue à sa performance en termes de taille et de taux de profit conduisant ainsi à une structure oligopolistique ou monopolistique. Par ailleurs, la théorie de l‘efficience avance qu‘une institution n‘a guère besoin d‘une dominance en termes de taille pour parvenir à s‘accaparer le marché, il suffit donc d‘avoir un comportement rationnel visant une efficience productive et allocationnelle. La seconde approche, qualifiée de non structurelle, affirme que les facteurs autres que la structure et la concentration du marché peuvent affecter le comportement concurrentiel, tels que les barrières à l‘entrée (sortie) et la contestabilité générale du marché (Baumol et autres 1982 ; Bresnahan, 1989 ; Rosse et Panzar, 1977 ; Panzar et Rosse, 1987). Cette approche suppose qu‘il n‘existe pas nécessairement une relation inverse entre la concentration et la concurrence, à vrai dire, la contestabilité de l‘industrie peut dépendre de l'ampleur de la concurrence potentielle91 et pas forcément de la structure du marché. Trois modèles non structurels de comportement concurrentiel ont été développés. Ces modèles, mesurent, par ailleurs, la concurrence et analysent les stratégies concurrentielles des firmes sans faire prévaloir des informations explicites ou implicites sur la structure du marché (Iwata (1974), Bresnahan (1982) et Lau (1982), et Panzar et Rosse (1987)). L‘ensemble de ces modèles évalue la concurrence à travers les variations marginales des prix sur le marché. Les déviations des prix sont mesurées soit par le recours à la théorie oligopolistique (modèle de Bresnahan et d'Iwata) soit par référence aux propriétés statistiques des équations de revenu de forme réduite (approche de Panzar et de Rosse). L'approche de Panzar et de Rosse est basée sur l'idée que les banques utilisent différentes stratégies de prix, en réponse aux changements des coûts des inputs de la structure du marché dans laquelle 89 Les approches structurelles se basent sur la structure de l’industrie et plus précisément sur le niveau de la concentration pour mesurer la concurrence, alors que les approches non structurelles se basent sur des données microéconomiques afin de vérifier la structure concurrentielle voir Bikker (2008). 90 Le modèle de SCP a été appliqué dès son origine aux industries manufacturières ; il a été présenté plus tard dans le secteur bancaire suivant Schweiger et McGee (1961) et à servi comme terre fertile pour les essais empiriques sur l’impact de la concentration sur la rentabilité de banque. 91 Voir également le Goddard et autres, 2001. 151  Cahiers de la Recherche elles fonctionnent. Cette méthodologie est inspirée d'un modèle d'équilibre général du marché. Elle permet de mesurer le comportement concurrentiel des firmes basé sur les propriétés des équations de revenu de forme réduite, tout en estimant une statistique, H 92, défini comme la somme des élasticités des revenus bancaires aux variations des prix des inputs, permettant ainsi d'évaluer le degré de concurrence régnant sur les marchés bancaires. Cette statistique vérifie trois types de concurrence qui peuvent caractériser l‘industrie bancaire : 1.Monopole ou oligopole collusif (H <=0) : pour un monopole ou oligopole collusif, la condition de premier degré de maximisation du profit stipule que le coût marginal soit égal au revenu marginal. Le coût marginal étant positif, à l‘équilibre le revenu marginal doit aussi être positif. Or, la maximisation du profit implique que si initialement le revenu marginal est positif, alors il devient négatif avec l‘augmentation des prix des facteurs de production ; c‘est-à-dire, le revenu diminue et par conséquent, H<093. 2.Concurrence pure et parfaite (H=1) : à cause du fait que la fonction de coût doit être homogène de degré 1 par rapport aux prix des facteurs de production, toute augmentation des prix génère une même augmentation du coût. Une banque parfaitement compétitive, contrainte à un profit zéro, doit ainsi ajuster le prix du produit ou du service offert, ce qui fait que, dans un équilibre à long terme, le revenu d‘une telle banque doit se modifier du même niveau que ses coûts et par conséquent comme les prix des facteurs de production d‘où H=1. 3.Concurrence monopolistique (0<H<1) : les valeurs intermédiaires de H-statistique (entre 0 et 1) indiquent une concurrence monopolistique. 3. Travaux empiriques De nombreuses études empiriques ont appliqué le modèle de Panzar et Rosse (1987) issu de la nouvelle théorie d‘organisation industrielle. Ces études ont abouti à des résultats différents. Shaffer (1982) a été le premier à appliquer le modèle de Panzar et Rosse (1977), sur un échantillon des banques de New York en 1979, trouvant ainsi des valeurs du H-statistique comprises entre 0.32 et 0.36, ces résultats confirment l‘existence d‘une concurrence monopolistique. De même, Nathan et Neave (1989) ont étudié la concurrence dans le secteur financier canadien (banques, compagnies d'assurance…) pour une durée qui s‘étale entre 1982 et 1984. Les valeurs du H-statistique qu‘ils ont trouvé sont de 1.058 en 1982, et 0.68 en 1983 et 0.729 en 1984. Sous la base de ces résultats ces auteurs ont concluent que les banques commerciales canadiennes évoluent dans un marché de concurrence monopolistique. De même, ce modèle a été utilisé pour mesurer le degré de concurrence dans le secteur bancaire chinois, dont on peut citer Yuan (2006) pour la période s‘étalant entre 1996 et 2000, Stijin Claessens et Luc Laeven (2004) et Bikker et Haaf (2002), les H- statistiques ont été élaborées d'une manière l‘hétérogénéité internationale. Dans l'ensemble, le système bancaire chinois est caractérisé par une concurrence parfaite durant les années 1996, 1997, 1999 et 2000, à l‘exception de 1998 où la concurrence devienne monopolistique. Molyneux, Thornton, et Lloyd-Williams (1996) ont employé le modèle de P.R. pour évaluer les structures concurrentielles régnantes dans les marchés bancaires européens. En se basant sur un échantillon de banques allemandes, françaises, italiennes, espagnoles et britanniques pour la période 1986-1989, 92 Voir Panzar et Rosse (1987) et Vesala (1995) Jacob A. Bikker et JaapW.B. Bos (2008) pour la formalisation de la statistique H. 93 Luis Gutiérrez de Rozas (2007) présente schématiquement les différentes interprétations de H statistique en terme de nature de la concurrence. 152  Cahiers de la Recherche leur résultats ont été en faveur de la concurrence monopolistique pour le marché britannique. Pour les banques japonaises, les H-statistiques obtenu sont de 0,0193 et 0,6353 respectivement en 1986 et 1988, concluant ainsi que ces banques sont en concurrence monopolistique. Quant à Bikker et Groeneveld (2000), ils ont basé leur étude sur un échantillon de banques de l‘Union Européenne. La statistique H a été calculée d'une part pour toutes les banques d'UE et d'autre part pour chaque pays pris séparément au cours de la période 1989-1996. Leurs résultats sont dans leur majorité en faveur de l‘existence d‘une concurrence monopolistique avec des degrés différents. Bandt et Davis (2000) ont développé un nouveau modèle pour déterminer la concurrence dans les banques d'UE, entre 1992-1996. Leur étude a été basée sur des banques de différentes tailles. Ils ont arrivé à conclure que les banques européennes sont moins concurrentielles en les comparants avec les banques américaines. Pour les banques de petites tailles, le degré de la concurrence s‘est avéré faible en France et en Allemagne. Ces résultats corroborent avec l‘hypothèse selon laquelle les banques de petites tailles peuvent avoir un pouvoir de marché à la différence de l‘Italie où la concurrence monopolistique est déterminante quel que soit la taille des banques. Dans la même veine, Bikker et Haaf (2002) prolongent l'analyse sur 23 pays d'OCDE au cours de la période 1988-1998. Les résultats obtenus sont dans leur globalité en faveur de la concurrence monopolistique, ils ont introduit dans leur étude des banques de différentes tailles. En particulier, les grandes, moyennes et petites banques sont censées opérer respectivement dans une dimension internationale, nationale et régionale. La concurrence semble être plus forte pour les grandes banques et plus faible pour les petites banques. Negrin et autres (2006) ont entrepris une étude semblable sur le secteur bancaire mexicain. Ils se sont basés, non seulement sur la taille des banques, mais également sur les sources de revenu, en d'autres termes, sur les différentes composantes du revenu. David Hauner et Shanaka J. Peiris (2006) ont étudié les banques d‘Ouganda, ils ont constaté que le niveau de la concurrence augmente sensiblement avec le temps. Yildirim et Philippatos (2007) ont étudié le comportement de 14 banques de l'Europe de l'Est dont, la Bulgarie, la République Tchèque, l'Estonie, la Croatie, la Hongrie, la Lituanie, le Macédoine, la Pologne, la Roumanie, la Slovénie, la Russie et la Yougoslavie, font partie. L'échantillon inclut un panel de 2113 observations appartenant à 325 banques au cours de la période 1993-2000. Concluant ainsi, qu‘à l‘exception de la Lettonie, le Macédoine et la Lithuanie, ces systèmes sont caractérisés par une concurrence monopolistique. Mattews, Murinde, et Zhao (2007) ont entrepris une étude empirique sur plus de 12 grandes banques britanniques au cours de la période des changements structurels entre 1980 et 2004. La robustesse des résultats a été confirmée par l'indice de Lerner. Pour eux c‘est la concurrence monopolistique qui est déterminante avec un degré légèrement stable durant la période (1980-1990) et moins intensif au-dessus de cette période. Selon Gutiérrez Rozas (2007), Bikker et Haaf (2002) et d'autres, c‘est la concurrence monopolistique qui est le cadre le plus fréquent capable de caractériser les interactions entre les banques. Cette théorie est soutenue sous l'idée, qu‘elle tienne compte de l'existence de la différentiation de produit entre les banques en dépit de l‘homogénéité de leur activité principale Cependant, pour les études centrées sur les pays en développement, les pays arabes, Moyen-Orient et l'Afrique du Nord sont moins abondantes dans la littérature, on peut citer Muharrami, Mathews, et Khabari (2006) leur étude a été basée sur six pays de Golf. Pour eux c‘est la concurrence monopolistique qui règne à Qatar, Bahrain et Oman, à la différence de Kowéit, l'Arabie Saoudite et Emirats Arabes Unis, où les marchés sont plus ou moins concurrentiels.. 153  Cahiers de la Recherche 4. Présentation théorique du modèle de Panzar et Rosse (1987) Pour décrire l‘environnement concurrentiel du secteur bancaire, l‘instrument le plus utilisé dans la littérature94, issu de la nouvelle théorie de l‘organisation industrielle, est le modèle de Panzar et Rosse (1987). Celui-ci mesure le pouvoir de marché et des conditions concurrentielles, en se basant sur l‘impact des prix des facteurs de production sur les revenus des entités constitutives du secteur. En pratique, le modèle de Panzar et Rosse se base sur l‘estimation d‘une équation qui lie le revenu au vecteur des prix des facteurs de production. Ce modèle se caractérise par une élasticité de la demande (η), plus grande que l'unité, et une structure de coût homogène. A l‘équilibre les banques maximisent leurs bénéfices quand le revenu marginal égalise le coût marginal. Ainsi le modèle est obtenu en développant une équation de maximisation de profit d‘une banque représentative. = ) ) (1.1) Avec « » la part de marché de la banque i, la variation conjecturelle de la production, «1/η» l‘inverse de l‘élasticité de la demande, « Yi » la production de la banque i, « p*» est le prix des outputs à l‘équilibre. Multipliant l'équation de base par , afin d'obtenir la marge de prix-coût (MPC), et additionnant les résultats des rendements de l‘ensemble des banques i : MPC = = ) = HHI ) (1.2) HHI représente l‘indice de Herfindahl-Hirschman, qui mesure le carré des parts de marché des banques par rapport à la part de marché de l‘industrie. Supposons que HHI et λ sont des fonctions strictes des variables exogènes à la banque. La puissance du marché est donc mesurée par le point auquel un changement des prix des inputs (∂ ) est reflété dans les revenus d'équilibre (∂ ) de la banque i. Le modèle de Panzar et Rosse consiste à estimer la nature du comportement concurrentiel des firmes basée sur les propriétés des équations de revenu (de forme réduire) tout en calculant une statistique, H95 qui fournit une évaluation quantitative de la nature concurrentielle d'un marché. Cette dernière reflète la concurrence du secteur bancaire et mesure en parallèle l'élasticité des revenus quant aux changements des prix des matières premières (K) ou des facteurs y afférents. Dans ce cas, une augmentation des prix de matières premières mène à une hausse des coûts marginaux sans avoir un effet sur le revenu optimal: H= (1.3) 94 Voir Molyneux et al. (1994), Bikker et Groeneveld (1998), De Bandt et Davis (2000) et Bikker et Haaf (2002). 95 Voir Panzar et Rosse (1987) et Vesala (1995) pour la formalisation de la statistique H. 154  Cahiers de la Recherche Panzar et Rosse ont développé ce modèle pour distinguer entre les différentes structures du marché. Les valeurs prévues de H-statistique s'étend entre −∞ et 1. Si H est inférieur à zéro, le marché est qualifié de monopole, s‘il s'étend entre zéro et unité pour d'autres types de concurrence imparfaite tels que la concurrence monopolistique, et on accepte l‘hypothèse de marché en situation de concurrence pure et parfaite si H égal à 1. Rosse et Panzar (1977) et Panzar et Rosse (1987) formulent des modèles simples pour les marchés monopolistiques, oligopolistiques et parfaitement concurrentiels. Afin de distinguer entre ces différentes structures du marché. Le modèle emplois une statistique H, qui peut servir comme mesure du comportement concurrentiel des banques. Le test se base sur la dérivée du modèle général du marché d'opérations bancaires, qui détermine, le rendement d'équilibre et le nombre de banques à l‘équilibre. La banque « i » maximise ses bénéfices, quand le revenu marginal égalise le coût marginal : , n, ) - ( , , ) = 0 (1.4) « Ri » représente les revenus, « Ci » les coûts, « Yi » l‘output, « wi » les prix des inputs, « Zi» et «Ti» les variables exogènes qui déterminent respectivement ,les fonctions de revenu et de coût des banques; l‘indice « i » se rapporte à la banque i et n représente le nombre de banques. A l'équilibre, la contrainte de bénéfice zéro se tient : , ,Z) - ( ,w, T) = 0 (1.5) Les variables identifiées par (∗) représentent des valeurs d'équilibre. La puissance du marché est mesurée par le point auquel un changement de facteur des prix de matières premières (d ), pour k = 1,…, m est reflété dans les revenus d'équilibre (d ), de la banque « i ». Panzar et Rosse (P.R.) définissent une mesure de concurrence H comme la somme des élasticités des revenus de forme réduite par rapport aux facteurs des prix des matières premières: H= (1.6) P.R. montrent que dans une situation de monopole, une augmentation des prix de matières premières augmentera les coûts marginaux, réduisant par la suite le rendement d'équilibre; ce qui aura comme conséquence une statistique H nulle ou négative 96. Trois autres modèles généralement étudié par P.R. à savoir la concurrence monopolistique, la concurrence parfaite et la variation conjecturelle d‘oligopole, qui s'avèrent être compatibles aux valeurs positives de « H ». Dans ces modèles, la fonction de revenu d'une banque individuelle dépend des décisions prises par ses concurrents réels ou potentiels. Pour le monopole et la concurrence parfaite, l'analyse est basée sur les propriétés du modèle d'équilibre de Chamberlain. Sous un ensemble de prétentions générales, les valeurs positives de H indiquent que les résultats sont compatibles à la concurrence monopolistique. En d'autres termes, les banques produisent plus aux prix inférieurs et l'augmentation des coûts d'entrée induit une augmentation moins proportionnelle des revenus. A priori, la concurrence monopolistique est la caractéristique la plus 96 Vesala (1995), montre que le même résultat s’obtient en situation de concurrence monopolistique avec un nombre de banques fixe, de même qu’en situation de monopole ou de connivence parfaite. 155  Cahiers de la Recherche plausible pour le secteur bancaire en raison de la nature de leur activité qui se base essentiellement sur la différentiation de produit, même si, il est bien évident que leurs activités sont homogènes. En situation de concurrence parfaite, le profit marginal sera nul. On assiste donc à une égalisation des recettes marginales et des coûts marginaux. Toute augmentation des coûts se répercute, toutes choses égales par ailleurs, sur les prix des produits de la firme ; H dans ce cas prend la valeur 1 (les firmes sont des preneuses des prix dans l'équilibre concurrentiel de longue durée).Dans le cas d'oligopole parfait de connivence ou d'un cartel parfait, la valeur de H est semblable au modèle de monopole. Pour Vesala (1995), H est une fonction croissante de l‘élasticité de la demande η, d‘une autre manière, H devient plus élevée avec la diminution de la puissance du marché exercée par les banques. Une des prétentions générales étant à la base du modèle d'équilibre de Chamberlain est que l'élasticité de la demande η (Y, n, w), est une fonction non décroissante du nombre de banques concurrentielles97. 5. Estimation et présentation du modèle pour le système bancaire marocain Généralement, trois versions alternatives du modèle empirique de P.R. sont utilisées dans la littérature empirique de la concurrence. La première spécification c‘est l'équation de revenu de P.R. avec l‘introduction de la variable « total actif » comme variable de contrôle : = αi + + +δ + εit (1.7) Avec « RT », le revenu total, « w » les prix des matières premières, « FS » d‘autres variables exogènes affectant le revenu et la variable TA (total actif) indiquant la taille de la banque. Dans la littérature empirique d'opérations bancaires cette version du modèle de P.R. a été employée par Vesala (1995) et De Bandt et Davis (2000), par Shaffer (1982a, 2004a), Nathan et Neave (1989) et Molyneux (1996). Voir également Ashenfelter et Sullivan (1987), Tsutsui et le Kamesaka (2005), ces auteurs ont privilégié cette spécification en justifiant sa conformité aux développements théoriques de Panzar et Rosse (1987). D'autres études prennent les revenus divisés par les capitaux totaux comme variable dépendante dans le modèle de P.R., les partisans de cette spécification ont utilisé le rapport (RT/TA) au lieu des revenus totaux. Ils ont en effet estimé une équation de prix au lieu de l‘équation de revenu. La deuxième version est donc une équation des prix de P.R. sans faire intervenir les capitaux totaux comme variable de contrôle : = αi + + + εit (1.8) Cette spécification a été utilisée par De Bandt et Davis (2000), Hempell (2002), Jiang et autres (2004), Koutsomanoli-Fillipaki et Staikouras (2005), Lee et Lee (2005), et Mamatzakis et autres (2005), Jacob A.Bikker et Jaap W.B.Bos (2008). La troisième et la dernière spécification c‘est l'équation des prix de P.R. en introduisant la variable de contrôle (TA): = αi + + +δ + εit (1.9) 97 Les résultats de Vesala (1995) concluent sur l’existence d’un lien positif entre H et le nombre de banques. 156  Cahiers de la Recherche Cette dernière spécification a été employée par Molyneux (1994), Bikker et Groeneveld (2000), Bikker et Haaf (2002), Claessens et Laeven (2004), Yildirim et Philippatos (2007), et Schaeck et autres (2009). Dans notre estimation on a opté pour la deuxième spécification (1.12). Nous nous sommes donc référés à la même équation de revenu de forme réduite de Bikker et autres (2008) 98, de la forme suivante : Log(Rit) = αi + log (Ik) + + εit (1.10) Avec « R » le revenu d‘intérêt, « Ik » le coût de K-ième input, « E » d‘autres caractéristiques permettant d‘expliquer le revenu, ce sont des facteurs exogènes spécifiques à la banque, se reflétant dans les risques, les coûts etc. A partir de cette équation, on estime H par : H= L‘objectif de cette étude est de mesurer le niveau de la concurrence régnant dans la place bancaire marocaine99, sur une période s‘étalant entre 1993 et 2010 coïncide bien avec les programmes majeurs de réforme et de libéralisation touchant aussi bien le secteur réel que le secteur financier. Dans notre modèle, on a régressé le revenu d‘intérêt (revenu d‘intérêt/total actif) sur les prix des facteurs de production, en ajoutant une variable de structure du bilan des banques. Nous avons opté pour l‘effet individuel fixe afin d‘estimer la fonction de revenu qui va nous servir à calculer l‘indice de Panzar et Rosse. En effet, l‘introduction des effets fixes a comme objectif de capter l‘influence des variables spécifiques pour chaque entreprise bancaire. Pour procéder aux calculs des élasticités des prix des inputs, nous avons utilisé la variable R (Revenu d‘intérêts/Total actif) comme variable dépendante afin d‘estimer la statistique H, et la variable ROA (rendement d‘actif) pour le test d'équilibre. Concernant le calcul des trois prix des inputs, nous avons utilisé les dépenses d‘intérêts (DI), les dépenses d‘immobilisations (DIM) et les dépenses du personnel (DP). Nous avons introduit comme variable de structure, la variable permettant de vérifier la diversification (ou la concentration) du portefeuille de la banque (CA), cette variable sert aussi comme mesure du risque de crédit, grâce à cette variable, nous disposons aussi de proxy captant la spécialisation productive. Il s‘agit donc de construire pour chaque banque « i » de l‘échantillon, les variables suivantes : Tableau1: Description des variables utilisées dans le modèle de Panzar et Rosse entre 1993-2010 Variables Désignation des variables Définition Variable R = Revenu d‘intérêt Intérêt reçu / Total actif endogène (Dépôt * Moyenne des Bons de Trésor) / DI = Dépenses d‘intérêt Variables Total actif mesurant le prix DIM = Dépenses des inputs Immobilisation / Total actif d‘immobilisation 98 Voir Bikker (2008). 99 L’échantillon étudié est composé de cinq banques commerciales, la Banque populaire (BP) ; AttijariWafabank (fusion en 2003 entre la Banque commerciale du Maroc et Wafabank) ; la Banque marocaine du commerce extérieur (BMCE) ; la Banque marocaine du commerce et de l’industrie (BMCI) ; le Crédit du Maroc (CDM). 157  Cahiers de la Recherche DP = Dépenses de personnel Nombre de personnel Variable de CA = crédits par unité d‘actif Total crédit / Total actif. risque Les variables qui ont été utilisées sont annuelles et extraites des états de synthèses des banques commerciales à travers l‘utilisation des rapports annuels collectés auprès d‘elles. L‘analyse descriptive des données est reportée en annexe. La fonction de revenu a estimée est donc de la forme : LRi,t= = ai +b LDIi,t + c LDIMi,t +d LDPi,t+ e LCAi,t + εi,t (1.11) Le Tableau ci-dessous regroupe l'ensemble des résultats obtenus sur la base du modèle à effets fixes. Les estimations ont été effectuées à l‘aide des données annuelles allant de 1993 à 2010 sur données de panel, en utilisant l‘estimateur LSDV (Test de Fisher 54.6 (0.00)). Les résultats d‘estimation font ressortir que toutes les variables que ça soit les inputs ou la variable de structure sont significatives et expliquent correctement le revenu d‘intérêt des banques marocaines. Les résultats détaillés des estimations sont transcrits dans l‘annexe. Tableau 2 : Résultats d‘estimation Variables endogène : Le revenu d‘intérêt Variables exogènes Coefficients Constante 1,777640 (0,0005) Prix des inputs Dépenses d’intérêts 0,335578 (0,0730) Dépenses d’immobilisations 0,455286 (0,0000) Dépenses du personnel -0,509128 (0,0000) Variable de structure Risque de crédit 0,361867 (0,0489) Statistique H 0,281736 Test de Wald Concurrence, H0 : H=1 -3,161455 (0.0023) Monopole, H0 : H=0 1,240069 (0.2188) R2 0.687434 Test d’équilibre H0 : HROA=0 -1.571906 (0.1202) (variable endogène : ROA) L‘estimation de la fonction de revenu nous a permis d‘obtenir le coefficient de Panzar et Rosse (1987), qui détermine le pouvoir des firmes bancaires sur le marché marocain. Ce paramètre d‘intérêt est évalué à (0,28) une valeur significativement différente de 0 et strictement inférieure à 1 (voir Tableau 2)100.Ce résultat signifie que pour l‘industrie bancaire marocaine on peut rejeter l‘hypothèse de l‘existence d‘une concurrence pure et parfaite et celle du pouvoir de monopole. L‘estimation effectuée a fait ressortir que c‘est la concurrence monopolistique qui caractérise le secteur bancaire marocain. Il ressort aussi de notre régression résumée dans le tableau ci-dessus que 100 La signification de la statistique H a été vérifiée par le test de Wald. 158  Cahiers de la Recherche l‘hypothèse de nullité de la somme des coefficients constituant H statistique n‘est pas rejetée. On en déduit alors que dans le système bancaire marocain on peut fortement rejeter l‘hypothèse de concurrence parfaite et on ne peut ni rejeter ni accepter l‘existence du monopole admettant ainsi que les banques marocaines règnent dans un équilibre de concurrence monopolistique. S‘ajoute qu‘il est important de vérifier si le système bancaire marocain est un marché d'équilibre. Les études empiriques de P.R.101 ont appliqué un test pour vérifier l'équilibre du marché dans lequel le rendement de l'actif (ROA) remplace le revenu total comme variable dépendante dans une équation de régression de forme réduite avec l‘utilisation des mêmes variables explicatives que l'équation standard de revenu de P.R. (c'est-à-dire, des prix de matières premières et d'autres variables de contrôle). L'argument est que, dans un équilibre les forces du marché devraient égaliser ROA, de sorte que le niveau de ROA soit indépendant des prix de matières premières ((Shaffer, 1982a). C'est-à-dire, nous définissons un HROA de façon analogue à H et l'hypothèse d'équilibre du marché sera acceptée si HROA = 0 et elle sera rejetée si HROA< 0 ce qui indiquerait un déséquilibre. Le test d'équilibre considère que sur le marché bancaire les taux de rendement ne doivent pas être corrélés avec les prix des matières premières. De l‘application de ce test d'équilibre sur le modèle estimé (1.16), après remplacement de la variable dépendante par le taux de rendement de l'actif (ROA), on a constaté (voir Tableau 2) que l'hypothèse d'équilibre de marché ne peut pas être rejetée, la signification de ce coefficient a été vérifiée par le test de Wald. A la lumière de ces résultats, on en conclut que les banques marocaines respectent, dans l‘ensemble, la condition d'équilibre du marché et donc la condition de l‘existence d‘une relation d‘indépendance entre les prix des facteurs de production et le rendement de l‘actif. L‘évaluation de l‘indice H nous permet de conclure globalement que c‘est la concurrence monopolistique qui caractérise le système bancaire marocain. Cette étude s'inscrit en phase avec les résultats que nous avons obtenus lors de l‘évaluation du modèle de Bresnahan102 en se situant assez clairement du côté d‘une situation non concurrentielle caractérisée par l‘existence d‘un pouvoir grandissant des firmes de la place. Pour permettre une analyse dynamique de la concurrence du système bancaire marocain on ne s‘est pas limité uniquement à l‘estimation usuelle du modèle de P.R selon la méthodologie adoptée par l‘ensemble des auteurs. Nous avons utilisé la modélisation multi-niveaux afin d‘extraire la dynamique de P.R dans le temps. Les résultats obtenus confirment que le H statistique demeure supérieur à 0 durant la période de 1993 à 2010 (voir annexe pour les résultats des estimations). Le graphique ci-dessous retrace cette évolution. 101 Voir Bikker et Haaf, (2002) . 102 Afifa H. et Filali A.F. (2012). 159  Cahiers de la Recherche Figure 1 : Evolution dynamique de l‘indice H de Panzar et Rosse Les différentes réformes établies par l'Etat marocain depuis 1993, au niveau du système bancaire, qui avaient pour objectif, la mobilisation de l'épargne et son affectation optimale vers les investissements les plus productifs, afin de relancer le mouvement de croissance économique du pays. Tout bien considéré, les résultats montrent que les réformes ont contribué à l‘amélioration et au dynamisme dans le développement de la concurrence dans l‘industrie bancaire (1994-1998) cette amélioration du fonctionnement des mécanismes concurrentiels du système bancaire s‘est accompagnée par une concentration qui n‘est toutefois pas toujours le reflet d‘un aiguisement de la concurrence (1999-2006). Par ailleurs, il est à noter que la réforme de 2006 n‘a pas abouti à des résultats aussi satisfaisants que la réforme de 1993 et ceci ne peut être expliqué que par les répercussions de la crise économique internationale à partir de 2007-2008. 5. CONCLUSION L‘évaluation de la concurrence est d‘une importance cruciale pour la conduite de la régulation financière au du Maroc. Le degré de concurrence est le facteur principal qui permet de décrire le processus de formation des prix sur les marchés des dépôts et des crédits. Ainsi, un niveau de concurrence élevé permet de favoriser le bien être du consommateur et préserve, dans la majorité des cas, le système financier contre une probabilité élevée d‘avènement de crises financière et bancaire. Par ailleurs, un niveau de concurrence faible et modérée facilite la formation des bulles spéculatives, réduit le bien-être social et facilite la déformation informationnelle des courbe des taux. En effet, au-delà de leur production de crédit et d‘épargne, les banques sont les premières productrices de taux et toute information erronée sur ces derniers peut conduire à une déformation des perspectives de croissance. Dans le présent travail, nous avons démontré que le système bancaire marocain est caractérisé par une concurrence monopolistique à l‘aide de l‘approche de Panzar et Rosse (1983). La particularité de cette méthode est qu‘elle se base sur une fonction de revenu-coût de forme réduite et elle permet de décrire le degré de concurrence sans faire prévaloir le niveau de concentration (nouvelle organisation industrielle). Avec un indice H aux alentours de 0.3, l‘industrie bancaire est caractérisée par une concurrence basée essentiellement sur les facteurs de différentiation tels que les relations avec la clientèle, les économies de proximité et d‘autres facteurs à caractère qualitatif. Les prix et les quantités de production sur les marchés des dépôts et des crédits ne font plus l‘objet de concurrence au sein de l‘industrie bancaire, plutôt, des stratégies d‘ententes seront plus optimales. 160  Cahiers de la Recherche L‘analyse dynamique de l‘indice H de Panzar et Rosse (1987) laisse présager que les différentes réformes juridiques et réglementaires (1993 et 2005-06) ont eu des impacts significatifs, en améliorant le degré de concurrence, par contre, leurs effets demeure de court terme. Ceci peut s‘expliquer en grande partie par la concentration élevée du système bancaire et l‘existence de Mark-up assez important permettant aux banques de s‘ajuster aux différents changements sur les marchés. En outre, les barrières à l‘entrée de l‘industrie bancaire peuvent aussi constituer un facteur principal dans la rigidité du degré de la concurrence durant la période d‘étude. Ainsi, à l‘issue de cette analyse empirique du degré de la concurrence, on estime qu‘il est opportun pour plus d‘efficience bancaire de rendre de plus en plus l‘industrie bancaire plus contestable en permettant à d‘autres banques d‘intégrer le système bancaire pour favoriser le surplus du consommateur et lutter contre les taux de profit substantiels, ce qui permettra de favoriser la croissance et de financer l‘investissement. 161  Cahiers de la Recherche Annexes Statistiques descriptives des variables en logarithme LR LDI LDIM LDP LCA Mean -1.442384 -1.639462 -1.631270 3.578665 -0.281653 Median -1.383739 -1.603847 -1.633939 3.453777 -0.266964 Maximum -0.673136 -1.377852 -1.421955 5.419374 0.027049 Minimum -2.603329 -2.783026 -1.885753 3.087781 -0.660166 Std. Dev. 0.324989 0.157165 0.113259 0.504816 0.119171 Skewness -1.327258 -5.125343 -0.200802 1.882679 -0.909804 Kurtosis 6.970788 35.36265 2.347883 6.496759 4.311116 Observations 87 87 87 87 87 Tests de corrélation LR LDI LDIM LDP LCA LR 1.000000 0.307109 0.005828 -0.352700 0.557350 LDI 0.307109 1.000000 -0.382245 -0.008164 0.591054 LDIM 0.005828 -0.382245 1.000000 0.118973 -0.329717 LDP -0.352700 -0.008164 0.118973 1.000000 -0.227882 LCA 0.557350 0.591054 -0.329717 -0.227882 1.000000 Test d‘Hausman Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 35.611484 4 0.0000 Modèle à effet fixe Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LDI 0.335578 0.184558 1.818283 0.0730 LDIM 0.455286 0.062075 7.334491 0.0000 LDP -0.509128 0.093874 -5.423518 0.0000 LCA(-1) 0.361867 0.180721 2.002347 0.0489 C 1.777640 0.486722 3.652270 0.0005 R-squared 0.687434 Adjusted R-squared 0.654093 Tests de Wald (Test de signification de la statistique H) Wald Test: Monopole Test Statistic Value df Probability t-statistic 1.240069 75 0.2188 F-statistic 1.537770 (1, 75) 0.2188 Chi-square 1.537770 1 0.2149 Null Hypothesis: C(1)+ C(2)+C(3)=0 NullHypothesisSummary: 162  Cahiers de la Recherche Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(1) + C(2) + C(3) 0.281736 0.227194 Test 2 Wald Test : CPP Test Statistic Value df Probability t-statistic -3.161455 75 0.0023 F-statistic 9.994800 (1, 75) 0.0023 Chi-square 9.994800 1 0.0016 Null Hypothesis: C(1)+C(2)+C(3)=1 NullHypothesisSummary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. -1 + C(1) + C(2) + C(3) -0.718264 0.227194 Test d‘équilibre Wald Test Test Statistic Value df Probability t-statistic -1.571906 74 0.1202 F-statistic 2.470889 (1, 74) 0.1202 Chi-square 2.470889 1 0.1160 Null Hypothesis: C(1)+C(2)+C(3)=0 NullHypothesisSummary Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(1) + C(2) + C(3) -0.379033 0.241129 H dynamique : estimation multi niveau 163  Cahiers de la Recherche lr Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] ldi .3583808 .195937 1.83 0.067 -.0256488 .7424104 ldim .3701446 .2697455 1.37 0.170 -.1585469 .8988361 ldp -.4018505 .0897351 -4.48 0.000 -.577728 -.2259729 lca .3168453 .3976293 0.80 0.426 -.4624938 1.096184 _cons 1.283597 .7347753 1.75 0.081 -.1565358 2.72373 Random-effects Parameters Estimate Std. Err. [95% Conf. Interval] banque: Identity sd(_cons) .2226165 .089923 .1008616 .4913476 annes: Independent sd(ldi) 1.51e-08 2.41e-08 6.56e-10 3.47e-07 sd(ldim) 2.40e-09 5.27e-09 3.27e-11 1.76e-07 sd(ldp) .0575261 .0046133 .049159 .0673173 sd(_cons) 3.00e-08 6.43e-08 4.50e-10 2.00e-06 sd(Residual) .0000214 .0196753 0 . LR test vs. linear regression: chi2(5) = 26.87 Prob > chi2 = 0.0001 164  Cahiers de la Recherche Bibliographie Afifa H. et Filali A. F. « Concurrence et pouvoir du marché : Application du modèle de Bresnahan A l‘industrie bancaire marocaine », AMSE, 2012 (accepté). Bain, J.S. (1951). Relation of Profit Rate to Industry Concentration, Quaterly Journal of Economics, Vol.65, pp.293- 324. Baumol, W.J., J.C. Panzar, And Willing R.D., Contestable Markets And The Theory Of Industry Structure, San Diego: Harcourt Brace Jovanovich, 1982, 538 p. Berger, A. «The Efficiency Cost Of market Power In The Banking Industry: A Test Of The Quiet», Federal Reserve Bank,1998. 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