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Ajustement asymétrique du prix au détail de l’essence à Québec

Mathieu Gilbert-GonthierDirecteurs: Philippe Barla, Bruno Larue

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Évolution du prix au détail moyen de l’essence ordinaire et du prix de l’essence en vracQuébec, juillet 2007 à décembre 2011

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2040

6080

100

Prix(cents/litre)

01jul2007 01jan2009 01jul2010 01jan2012Date

2040

6080

100

Prix(cents/litre)

01jul2007 01jan2009 01jul2010 01jan2012Date

Prix au détail

Prix en vrac(Prix à la rampe)

Source des données : Régie de l’énergie

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Statistiques descriptives sur les variations du prix au détail et du prix à la rampe de chargement Québec, juillet 2007 à décembre 2011

Prix au détail

(ΔPt)Prix à la rampe

(ΔRt)

Nombrede

variations

< 0312

(28%)457

(41%)

= 0729

(66%)122

(11%)

> 068

(6%)529

(48%)

Ampleurs moyennes

(cents/litre)

< 0 -1.118 -1.322

> 0 5.307 1.166

Longueurs moyennes

(jours)

< 0 1.975 1.712

= 0 4.288 1.173

> 0 1.097 1.889

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Rigidité

AsymétrieAbsence d’asymétrie

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Objectif

• Tester la présence d’ajustement asymétrique du prix au détail de l’essence (AAPDE) à partir de trois méthodes différentes

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Suite de la présentation

•Revue de la littérature•Méthodologie• données•modèles•Résultats•Conclusion

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Revue de la littérature

• Article-clé : Borenstein et al. (1997)• Modèle à correction d’erreurs (MCE)• Permet d’estimer séparément les effets des hausses et des

baisses de coûts

• Depuis, environ une trentaine d’études• souvent basées sur Borenstein et al. (1997)• souvent nord-américaines• une majorité concluent à la présence d’AAPDE

• Exceptions• méthode permettant de tenir compte des « outliers »

(Douglas, 2010)• Données quotidiennes (Bachmeier & Griffin, 2003)

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Données

• Données quotidiennes • juillet 2007 – décembre 2011• excluent fins de semaine & jours fériés

• Prix au détail• essence ordinaire• moyenne de Québec (arrondissement)• Régie de l’Énergie• chaque matin

• Prix à la rampe• marché de Montréal• Régie de l’Énergie (recueillis par Bloomberg)• fermeture du marché le jour précédent

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Méthodologie : MCE• Base des MCE : cointégration• relation de long terme entre Pt et Rt

Pt et Rt fluctuent « ensemble » (relation d’équilibre) tendance à revenir à cet équilibre

• Relation de long terme:

résidu de l’estimation :

• Notes sur les paramètres• ≈ 1• ≈ 6.90 cents/litre (marge historique moyenne)

• Équilibre: zt = 0 (marge = marge moyenne)

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Méthodologie : MCE

• Le MCE caractérise l’ajustement du prix hors de l’équilibre:

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Ajustement suivant des chocs présents et passés sur le prix à la rampe

Contrôle de l’autocorrélation

Ajustement vers l’équilibre de long terme

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Modèle 1 : Borenstein et al. (1997)

• Effets des hausses et baisses estimés séparément

Est-ce que le prix au détail s’ajuste différemment lorsque le prix à la rampe monte/baisse?

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Résultats : modèle 1Coefficient(Variable)

Valeur estimée +(Écart-type)

Valeur estimée –(Écart-type)

() 0.38269***

(0.12157) 0.21090***

(0.04770)

()-0.02661(0.06768)

0.04888(0.05068)

()-0.01570(0.03468)

-0.07202(0.10219)

() -0.26910***

(0.03065)

Significativité: *** ≤ 0.01 ** ≤ 0.05 * ≤ 0.111

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Résultats : modèle 1

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Différence non-significative

Ajustement cumulatif proportionnel suivant un choc positif/négatif sur le prix à la rampe

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Résultats : modèle 1

Le prix ne s’ajuste pas significativement différemment selon les hausses/baisses des coûts

AAPDE selon autre critère?

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Modèle 2 : Enders et Siklos (2001)

• Ajustement du prix séparé en deux régimes, selon la marge observée la veille

• Seuil estimé: τ = -2.6

Est-ce que le prix au détail s’ajuste différemment lorsque la marge bénéficiaire est basse par rapport à sa moyenne?

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Résultats: modèle 2

Coefficient(Variable)

Valeur estimée(Écart-type)

Régime 1zt-1 < -2.6

Régime 2zt-1 ≥ -2.6

() 0.83446***

(0.17835) 0.20116***

(0.04786)

()-0.10490(0.15912)

0.04747*(0.02881)

()0.04380

(0.47876)-0.03897(0.02910)

() -0.43012***

(0.09383) -0.17052***

(0.01699)N 187 920

Significativité: *** ≤ 0.01 ** ≤ 0.05 * ≤ 0.1

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Résultats : modèle 2

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Différence significative

Différence non-significative

Ajustement cumulatif proportionnel suivant un choc de ± 3.10 cents/litre(2 écarts-types de ΔRt)

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Résultats: modèle 2

• Ajustement asymétrique entre les deux régimes•Marge basse: ajustement plus rapide

AAPDE par rapport à la marge

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Modèle 3 : Douglas (2010)

• Même principe que modèle 2, mais avec un nombre endogène de régimes (trois)• marge basse• marge « près de la moyenne »• marge haute

• Estimation des seuils: .938 ,

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Résultats: modèle 3

Coefficient(Variable)

Valeur estimée(Écart-type)

Régime 1zt-1 ≤ -2.938

Régime 2-2.938 < zt-1 ≤ 4.383

Régime 34.383 < zt-1

() 0.67233***

(0.18674) 0.26670***

(0.05239)0.02863

(0.10928)

()-0.18691(0.17225)

0.05822(0.03572)

0.18913(0.12848)

()-0.03656(0.53945)

-0.01304(0.02523)

-0.28874**(0.13311)

() -0.45923***

(0.10217) -0.17549***

(0.02024)-0.09839(0.11317)

N 148 904 54

Significativité: *** ≤ 0.01 ** ≤ 0.05 * ≤ 0.1

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Résultats : modèle 3

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Différence significative

Différence non-significative

Ajustement cumulatif proportionnel suivant un choc de ± 4.50 cents/litre

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Conclusion

• AAPDE selon la marge, pas selon variations +/- des coûts• Autres caractéristiques à expliquer• rigidité• Autre hypothèse: cycles d’Edgeworth• place grandissante dans la littérature• compatible avec asymétrie et rigidité• structure théorique

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