Classique À Vendre Cecil 300602 SweatShirt Femme Deep Loganberry 21343 Medium Véritable Ligne Pas Cher Pas Cher YpRnjosxZS

SKU15476996839
Cecil 300602, Sweat-Shirt Femme, (Deep Loganberry 21343), Medium
Cecil 300602, Sweat-Shirt Femme, (Deep Loganberry 21343), Medium
J’ai compris

Vous êtes sur la nouvelle plateforme d’Érudit. Bonne visite! Retour à l’ancien site

L’économique en perspective

…plus d’informations

EQUIPPE, Faculté des Sciences Économiques et Sociales, Université de Lille 1

Yannick Bineau

Un article de la revue L'Actualité économique

Volume86 , Numéro2 , Juin, 2010 , p.227–272

Boîte à outils

Cette revue quantitative de la littérature sur le paradoxe de Feldstein et Horioka (1980) adopte une méthodologie originale encore peu fréquente en économie internationale: la méta-analyse. Cette analyse systématique permet de construire un échantillon de 97 études qui ont été publiées entre 1980 et décembre 2007 et qui se concentrent sur l’évaluation de la corrélation entre le taux d’épargne et le taux d’investissement. Ainsi, 1399 valeurs distinctes du coefficient de rétention de l’épargne sont exploitées. Cette méta-analyse montre une tendance de long terme en faveur d’une réduction de l’estimation du coefficient de rétention de l’épargne depuis 1850. Une fois les données statistiques, les échantillons de pays et le support de publication fixés, l’étude montre que les méthodologies économétriques conduisent 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 des coefficients de rétention de l’épargne et de prendre en compte la diversité des résultats induite par le choix de la méthodologie économétrique. Cette étude quantitative montre enfin que les travaux sur le paradoxe de Feldstein et Horioka subissent un biais de publication.

Dès le début des années soixante-dix, la forte mobilité des capitaux est apparue comme une hypothèse consensuelle en économie internationale. Elle permet de considérer que le déficit des comptes extérieurs peut être financé par de l’épargne étrangère puisque cette dernière peut circuler aisément entre les économies dès lors que l’épargne nationale est insuffisante par rapport à l’investissement domestique. Cette mobilité internationale du capital constitue le moyen de valider les déséquilibres des comptes extérieurs. Il devrait y avoir une séparation fondamentale entre l’épargne et l’investissement impliquant une corrélation faible, voire inexistante entre ces deux grandeurs. Feldstein et Horioka (1980) (dorénavant FH) dans leur tentative remarquée de validation empirique du lien entre l’investissement et l’épargne, qu’ils rapportent au PIB, ne sont pas en mesure de confirmer cette hypothèse d’intégration significative des marchés des capitaux. Les résultats de leurs régressions entre des moyennes quinquennales des taux d’investissement et des taux d’épargne sur un échantillon empilé de 16 pays de l’OCDE entre 1960 et 1974 montrent qu’en réalité les taux d’investissement sont très dépendants des taux d’épargne. Feldstein (2005: 2-3) rappelle qu’à cette époque, les économistes considéraient que les marchés des capitaux étaient fortement intégrés, alors qu’ils apparaissaient en réalité très segmentés.

Depuis, l’analyse de la corrélation entre l’épargne et l’investissement a fait l’objet d’études récurrentes, y compris comme exemple d’application dans des manuels d’économétrie (Cadoret , 2004). Les résultats de cet important stock de travaux ne remettent pas en cause la robustesse des observations initiales, mais la différenciation des échantillons de pays, des périodes, des fréquences de données ainsi que des méthodologies économétriques rend délicates les comparaisons directes. Plusieurs revues de la littérature (Bordes, 1992; Frankel, 1992; Obstfeld, 1994; Moosa, 1997; Coakley , 1998; Apergis et Tsoumas, 2009) synthétisent l’information tant théorique qu’empirique. Néanmoins, il demeure difficile de définir une valeur du coefficient de rétention de l’épargne qui puisse permettre de dégager un consensus et de lever définitivement le voile sur ce paradoxe, qu’Obstfeld et Rogoff (2000) qualifient comme l’une des six grandes énigmes de la macroéconomie ouverte contemporaine.

Une synthèse plus rigoureuse de l’ensemble de la littérature existante peut s’effectuer en adoptant une technique statistique encore relativement récente en économie: la méta-analyse. Selon Stanley (2008), la méta-analyse permet d’expliquer les différences de résultats obtenus lors de multiples recherches et la finalité de cette synthèse quantitative est, d’après Florax (2002), d’obtenir des enseignements généraux à partir de la multiplicité des résultats de l’ensemble de la littérature qui a été publié sur un sujet précis. La méta-analyse favorise une meilleure compréhension des principales raisons de la diversité des résultats obtenus, puisqu’elle combine les résultats des autres études pour fournir un pouvoir explicatif plus grand que la simple revue de la littérature. C’est donc une «analyse d’analyses» selon Hunter et Schmidt (1990) cité par Florax (2002: 2) qui apparaît moins subjective qu’une revue narrative de la littérature. Weichselbaumer et Winter-Ebmer (2003: 10) la qualifient même de «plus démocratique voire agnostique».

La méta-analyse fait l’objet d’un usage particulièrement fréquent en médecine, psychologie et en sciences de l’éducation. En économie, les premières méta-analyses ont été appliquées à l’économie de l’environnement ou du travail [1] , et le (2005, 19(3): 295-533) y a consacré un numéro spécial. Cette thématique suscite un vif intérêt, car parmi les études les plus récentes appliquées à l’économie internationale, certaines portent sur les firmes multinationales (Görg et Strobl, 2001), sur le taux de change réel d’équilibre des principaux pays d’Europe centrale et orientale ou sur la corrélation de leurs cycles (Egert et Halpern, 2006; Fidrmuc et Korhonen, 2006), sur le Renminbi chinois (Bineau, 2010) sur les effets d’une monnaie unique sur le commerce international ou sur le lien entre la distance et le commerce bilatéral (Rose 2004; Disdier et Head, 2008), sur la politique monétaire (De Grauwe et Costa Storti, 2004), sur l’analyse des effets des politiques budgétaires sur la croissance de long terme (Nijkamp et Poot, 2004), ou sur la croissance des exportations (Mookerjee, 2006).

À notre connaissance, l’application de la méta-analyse au test de corrélation de l’épargne et de l’investissement n’a jamais été réalisée. Une base de données composée de 97 articles et qui comprend 1399 estimations du coefficient de rétention de l’épargne est construite. Près de 73% des observations de cet échantillon concernent la période postérieure à 1973 qui consacra la suppression du régime de changes de Bretton-Woods. L’objectif est alors de synthétiser les informations puisque l’application de cette technique statistique permet de détecter l’influence systématique des caractéristiques des études, comme la composition des échantillons, les spécifications ou les méthodes économétriques, sur les valeurs estimées du coefficient de corrélation de l’épargne et l’investissement.

L’évaluation d’un coefficient de rétention de l’épargne qui puisse être consensuelle apparaît nécessaire pour au moins trois raisons. D’abord, évaluer la valeur du coefficient de rétention de l’épargne d’un pays est un moyen d’apprécier l’ampleur du déséquilibre entre l’épargne et l’investissement à moyen terme. Toute action qui modifie le PIB affecte le déséquilibre extérieur à court et moyen terme, même si la contrainte budgétaire intertemporelle est par ailleurs respectée. Si les coefficients de rétention de l’épargne des pays diffèrent de la valeur qui peut être déduite de façon consensuelle de la méta-analyse, alors l’accroissement de l’instabilité financière aura d’autant plus d’impact sur un pays donné que le coefficient de rétention de ce pays sera relativement plus proche du coefficient de rétention consensuel comparativement à ceux de ses partenaires économiques. Ensuite, l’estimation qualitative des sources de variabilité du coefficient de rétention de l’épargne constitue une voie pour des recherches ultérieures d’évaluation empirique des coefficients de rétention des pays concernés. Cette recherche pourrait enfin être utile pour réconcilier cette mesure de la mobilité internationale du capital avec les autres définitions usuellement mises en avant, notamment par Frankel (1992) [2] , pour apprécier la mobilité internationale du capital.

La prochaine section présente le modèle initial de FH et procède à une revue sélective de cette littérature. La section 2 détaille la méthodologie adoptée pour la conduite de cette méta-analyse. Une analyse statistique des métavariables est effectuée dans la troisième section. L’analyse des résultats de la méta-analyse est menée dans la quatrième section. La section 5 vérifie si la littérature sur la corrélation entre l’épargne et l’investissement est soumise à un biais de publication. La dernière section conclut.

Dans une petite économie totalement ouverte sur l’extérieur, l’investissement est conditionné par les rendements du capital et par les préférences des agents économiques, mais non par la demande domestique. Le montant de l’épargne reflète les différences structurelles entre les économies. Dans ce cas, le degré élevé de mobilité du capital et la forte intégration financière entre pays devraient se refléter dans une faible corrélation entre l’épargne et l’investissement. Partant de cette hypothèse de degré élevé d’intégration financière, FH tentent de montrer (1980: 129-151), que cela devrait se caractériser par une déconnexion entre l’épargne et l’investissement. Leur relation linéaire qui reflète les comportements de long terme sans effets de rétroaction de court terme, s’écrit:

Les termes , et sont respectivement l’épargne brute nationale, l’investissement domestique et le PIB. Les deux premières grandeurs sont rapportées à la dernière afin de limiter l’incidence du cycle des affaires et favoriser la comparaison entre les pays. Le terme ε est un aléa (c.-à-d. avec (0, )). L’indice exprime le pays. La mobilité internationale du capital s’interprète à partir de la valeur du coefficient de rétention de l’épargne [3] : β. Par construction 0<β<1. L’hypothèse nulle est celle où β=0. Dans ce cas, la mobilité internationale du capital est forte, suggérant une importante intégration financière. Il n’y a pas de lien tangible entre le taux d’épargne et le taux d’investissement car dans une petite économie, ce dernier dépend du taux d’intérêt mondial et de la technologie, mais pas de l’épargne. L’hypothèse alternative implique une forte corrélation entre ces deux grandeurs, puisque l’épargne supplémentaire sert à financer l’investissement domestique. Les capitaux sont immobiles et l’intégration financière est réduite.

FH testent la relation (1) en régressant des moyennes des taux d’investissement sur celles des taux d’épargne sur un échantillon de 16 pays de l’OCDE entre 1960 et 1974. Leurs résultats initiaux montrent que la mobilité internationale du capital entre ces pays est réduite puisque le coefficient de rétention de l’épargne est de 0,889 et n’est pas significativement différent de l’unité. En moyenne, l’investissement domestique trouve son origine dans un financement via l’épargne domestique à hauteur de 89%. FH en déduisent que la mobilité internationale des capitaux est faible. Ces résultats ainsi que des études ultérieures (Feldstein, 1983; Feldstein et Bacchetta, 1991) ont rapidement induit un développement substantiel de nouveaux travaux qui mobilisent divers arguments. L’ensemble des estimations empiriques de la corrélation entre l’épargne et l’investissement de ces études indiquent une réduction progressive du lien entre les taux d’épargne et d’investissement, même si les niveaux obtenus demeurent élevés. Deux orientations majeures de recherche sont clairement observables dans cette abondante littérature.

La première orientation de recherche se concentre essentiellement sur des arguments historiques, économiques voire géographiques pour tenter d’interpréter les résultats de FH. Plusieurs travaux d’histoire monétaire et financière (Flandreau et Rivière, 1999; Taylor, 2002; Obstfeld et Taylor, 2004) distinguent quatre grandes périodes d’intégration financière depuis le milieu du XIX siècle, où l’inégale libéralisation financière mène à des mouvements différenciés de mobilité international du capital.

Obstfeld (1986), Murphy (1986) ainsi que Wong (1990) rappellent que si l’épargne et l’investissement disposent de déterminants communs, la mise en évidence d’un coefficient de rétention de l’épargne élevé n’est pas nécessairement le signe d’une faible mobilité internationale du capital. Tesar (1991) insiste sur le cycle de vie et confirme les principaux résultats d’une forte corrélation entre les taux d’épargne et d’investissement sur un échantillon de 23 pays de l’OCDE sur la période 1960-1986. Tobin (1983), Westphal (1983), Dooley (1987) et Bayoumi (1990), pensent que les politiques d’équilibre des comptes courants rehaussent le coefficient de corrélation, alors qu’à plusieurs reprises, la taille des pays, voire des régions est évoquée, notamment par Harberger (1980), Wong (1990), Baxter et Crucini (1993), ainsi que par Bayoumi et Rose (1993). Dans un modèle où la taille cumulée des deux pays est donnée, ces derniers montrent qu’en modifiant la taille relative des pays, la corrélation entre l’épargne et l’investissement demeure élevée. Summers (1989) et Bayoumi (1990) insistent sur le caractère procyclique des taux d’épargne et d’investissement menant à une élévation de la corrélation à la suite de chocs persistants. Bordes (1988) émet l’hypothèse d’un biais domestique marqué des agents économiques, qui les conduit à orienter d’abord leurs projets d’investissement vers des actions localisées sur le territoire où ils exercent leurs activités. La plupart de ces travaux confirment la forte corrélation des taux d’épargne et d’investissement entre les pays. Mais au niveau régional, ces résultats ne sont pas confirmés puisque Sinn (1992), Bayoumi et Rose (1993) ainsi qu’Armstrong (1996) constatent que le coefficient de rétention entre les régions est nettement plus faible qu’entre les pays, sans que les causes de ces valeurs puissent être appréciées avec pertinence.

La seconde orientation de ces recherches se concentre sur la méthodologie économétrique. En effet, parallèlement à l’accumulation de données statistiques sur de nombreux pays et à l’évolution de l’outil économétrique, l’essentiel des recherches récentes se concentre sur des interrogations méthodologiques en utilisant différentes techniques avec des régressions sur des données transversales, temporelles ou en et sur différentes périodes tant pour les pays industrialisés qu’en développement.

Krol (1996) est le premier à exploiter simultanément la dimension individuelle et la dimension temporelle des séries des taux d’épargne et d’investissement en utilisant des données en dans le cadre d’un modèle en à effets fixes. En s’appuyant sur la méthodologie de Krol (1996), Jansen (1996), Coiteux et Olivier (2000), et Corbin (2001), introduisent plus finement ces effets fixes et temporels. Ces derniers, mais aussi Tesar (1991) et Jansen (2000) considèrent alors que l’essentiel des différences dans les résultats tient aux pays inclus dans l’échantillon.

L’estimation du lien entre l’épargne et l’investissement appliquée aux séries chronologiques offre des réponses complémentaires aux précédentes. La première est de quantifier la corrélation de long terme de chaque pays en évitant la combinaison dans un même échantillon des nations ayant des degrés inégaux d’intégration financière. Sinn (1992) utilise des données annuelles plutôt que des séries en moyenne. Il conclut que la corrélation, qui varie considérablement à travers le temps est nettement plus faible. La seconde est de permettre d’adopter les tests de racine unitaire et de coïntégration puisque les séries d’épargne et d’investissement sont non stationnaires. Cependant, accepter l’hypothèse alternative de coïntégration entre ces deux séries non stationnaires ne permet que de conclure à la présence d’une tendance commune entre l’épargne et l’investissement, et du respect de l’équilibre extérieur intertemporel, indépendamment de la mobilité internationale du capital. C’est pourtant l’hypothèse fréquemment testée dans cette littérature issue des travaux d’Engle et Granger (1987), Johansen (1988) et Johansen et Juselius (1990). Les valeurs élevées de β que celle-ci rapporte ne font que refléter l’absence d’évolution explosive de la dette extérieure, donc le respect de l’équilibre extérieur intertemporel et de la solvabilité de long terme [4] . L’acceptation de l’hypothèse de coïntégration implique qu’un pays respecte sa contrainte budgétaire intertemporelle, sans que soient prises en compte ses relations avec le reste du monde. Le biais vers l’unité que présentent ces séries, lorsque la contrainte budgétaire intertemporelle est respectée, implique que les coefficients de corrélation obtenus à partir de données transversales donnent des valeurs proches de l’unité, puisqu’il s’agit des moyennes pondérées des valeurs annuelles (Sinn, 1992; Coakley , 1996). Les déséquilibres des uns peuvent correspondre aux déséquilibres des autres et les comportements consolidés peuvent impliquer que la solvabilité intertemporelle est respectée pour un ensemble donné de nations. Toutefois, les déséquilibres des pays qui respectent individuellement leur solvabilité intertemporelle peuvent aussi invalider l’équilibre intertemporel de la zone. Autrement dit, cela n’informe que très marginalement sur la mobilité internationale du capital, d’autant que l’hypothèse d’une stabilité du processus générateur de ces grandeurs temporelles demeure, alors qu’il peut en réalité se modifier sous l’effet de chocs surtout si la durée retenue de l’estimation est importante [5] .

L’essentiel des tests sur séries temporelles hormis quelques travaux pour lesquels les ruptures dans les séries ne sont pas systématiquement prises en considération, porte sur des échantillons de quelques dizaines d’observations [6] . Or, de telles procédures de tests de racine unitaire et de coïntégration sur ces échantillons réduits disposant d’une dynamique fortement persistante favorisent trop fréquemment l’hypothèse nulle de racine unitaire, alors que l’augmentation de la fréquence ne permet pas d’améliorer la pertinence de ces résultats. Il convient alors de pallier la faiblesse de ces tests sur des séries individuelles non stationnaires en appliquant aux données en non stationnaires, ces tests de racine unitaire [7] et de coïntégration [8] . C’est pourquoi Ho (2002), Banerjee et Zanghieri (2003), Kim (2005) ainsi que Pelgrin et Schich (2008) tentent de réconcilier l’approche sur des séries temporelles avec l’approche en non stationnaire afin d’apprécier plus finement l’hétérogénéité des comportements des pays.

Le nombre significatif d’articles qui a été publié conduit à un stock particulièrement important d’estimations du coefficient de rétention de l’épargne et d’une grande diversité de valeurs. En raison des périodes retenues, des tests employés et des fréquences de données qui varient, le spectre des résultats par pays est large. En l’absence de réel consensus empirique sur ce que devrait être la valeur du coefficient de corrélation entre l’épargne et l’investissement, la comparaison demeure délicate à mener. Genberg et Swoboda, (1992) insistent sur l’absence de fondements théoriques rigoureux à partir desquels la relation serait obtenue. Il n’est pas aisé de conclure sur l’état exact de l’intégration financière en se fondant sur la seule valeur de β. La méta-analyse apparaît comme un instrument pertinent de synthèse de cette diversité d’informations afin de déduire une valeur de référence de ce coefficient.

Stanley (2001) décrit trois étapes pour conduire une méta-analyse. La base de données est d’abord constituée pour déboucher sur la définition de la méta-équation qui fera l’objet de l’estimation. La codification des données est effectuée lors de la troisième étape.

La première étape est la constitution de la base de données qui regroupe le maximum d’études théoriques et empiriques sur le sujet traité. Trois principales sources sont mobilisées. D’abord, des bases de données en ligne [9] ont fait l’objet de plusieurs requêtes en décembre 2007 [10] . Un stock d’articles publiés dans les revues académiques est ainsi réuni. Cette collecte initiale reflète la synthèse des résultats publiés, plutôt que la synthèse de la réalité. Elle est complétée par un dépouillement des références bibliographiques afin d’obtenir des données supplémentaires extraites de chapitres d’ouvrages ou de documents de travail. C’est pourquoi une dernière requête est effectuée sur les annuaires internet standards et sur les sites internet d’universités ou d’instituts de recherche connus pour travailler sur ces thématiques comme le CEPII, CEPR, FMI et NBER. Cela permet de prendre en compte le maximum d’études.

L’étape suivante concerne la définition de l’équation méta-économétrique afin de synthétiser les résultats. L’expression de la métarégression est identique à celle proposée par Stanley et Jarrell (1989):

Le terme β est l’estimation du coefficient de rétention de l’épargne incluse dans l’étude ( = 1, 2,…, ). La constante β de cette métarégression reflète l’effet réel observé sur tout l’échantillon. Les variables de modération sont les termes ( = 1, 2, …, ), qui décrivent une caractéristique particulière de l’étude pour laquelle le paramètre est obtenu et permettent d’expliquer la variation des β entre les études. Elles décrivent la méthode, les périodes et les données qu’utilisent les différentes études. Le symbole γ estime l’impact de chaque caractéristique sur l’estimation du coefficient de rétention de l’épargne. Le terme d’erreur est exprimée par .

La dernière étape suppose la définition des variables et la codification des variables explicatives à la suite du dépouillement de tous les articles retenus. Cette codification s’effectue en utilisant des variables dichotomiques qui prennent la valeur 1 ou 0 lorsque le paramètre β comprend, ou non, la caractéristique correspondante. L’application de la statistique développée par Higgins (2003) MS Mode Veste en denim longue oversize Magasin De Dédouanement Frais De Port Offerts uINEK4
qui vaut 99,50% montre une hétérogénéité élevée des coefficients β. Cette hétérogénéité qui résulte essentiellement des choix méthodologiques effectués pour réaliser chaque étude, justifie la méta-analyse et sera appréciée par l’intermédiaire d’un nombre élevé de métavariables. Il est donc nécessaire de distinguer différents critères qui apparaissent importants. Le dépouillement attentif des articles conduit à définir quatre grandes catégories de métavariables explicatives qui sont susceptibles d’expliquer les variations de β entre les études. Le tableau 1 reprend le codage des variables utilisées.

Tableau 1

Accueil > Découvrir > Biodiversité: que recouvre ce mot > Qu'est-ce que la biodiversité? > Les écosystèmes

Qu’est-ce qu’un écosystème?

Un écosystème est un ensemble vivant formé par un groupement de différentes espèces en interrelations (nutrition, reproduction, prédation…), entre elles et avec leur environnement (minéraux, air, eau), sur une échelle spatiale donnée. L’écosystème regroupe des conditions particulières (physico-chimique, température, pH, humidité…) et permet le maintien de la vie. Et réciproquement, cette vie constitue et maintient l’écosystème. © Bruno Locatelli (www.locatelli1.net)

Par leurs interactions entre elles et avec l’environnement, les espèces modèlent l’écosystème qui de ce fait évolue dans le temps. Il ne s’agit donc pas d’un élément figé, mais d’un système issu de la coévolution entre les différents êtres vivants et leurs habitats. De plus, il est très difficile de délimiter un écosystème - et on le fait souvent de manière arbitraire - car il ne possède pas toujours de frontières physiques. A partir de cette définition, il devient possible de déterminer une quantité infinie d’écosystèmes.

En 1953, Howard T. Odum, docteur en zoologie et spécialiste mondial en écologie, en donne la définition suivante: «L’écosystème constitue la plus grande unité fonctionnelle en écologie, puisqu’il inclut à la fois les organismes vivants et l’environnement abiotique (c’est-à-dire non vivant), chacun influençant les propriétés de l’autre, et les deux sont nécessaires au maintien de la vie telle qu’elle existe sur Terre.» © IRD Photothèque / Dumas Pascal

Prenons l’exemple d’une forêt avec des conditions physico-chimiques, de température, de pH, d’humidité particulières; celle-ci comprend, tout un ensemble de végétaux, d’animaux (dont les êtres humains), de champignons, de bactéries, etc. Simplifions ce système et conservons uniquement dans cet environnement particulier les végétaux et les animaux. Ces derniers se nourrissent de fruits, de racines, de feuilles, des produits de leur chasse; ils utilisent certains végétaux pour se soigner ou créer des abris (huttes…). De leur côté, les végétaux se nourrissent - par leurs racines - en partie des déchets produits par les animaux et les végétaux. L’activité des êtres vivants va également modifier les habitats de cette forêt donnant l’opportunité à d’autres organismes de s’installer… Nous avons là un écosystème (très simplifié) «forêt» qui fonctionne grâce à l’ensemble des êtres vivants qui le composent. © IRD Photothèque / Foresta, Hubert de

Cependant, chaque arbre à lui seul est un écosystème dont les feuilles déterminent un microclimat frais, ombragé et à l’abri du vent. Ses branches sont le refuge d’oiseaux et de petits mammifères qui peuvent se nourrir de ses fruits, son écorce renferme une foule de larves d’insectes, des araignées peuvent s’en servir comme support pour leur toile, les racines sont un lieu d’échange avec des bactéries et des champignons. Cet arbre est une source d’abris et de nourriture pour une grande quantité d’êtres vivants. Ils ont quant à eux une influence sur l’arbre en prélevant ses fruits, en lui apportant de la matière organique et en interagissant sur d’autres organismes liés à l’arbre. © Bruno Locatelli (www.locatelli1.net)

Accepter

On a enfin identifiéla structure cérébrale où sont mémorisées à long terme les odeurs et pourquoi elles ne le sont pas toutes.

Bénédicte Salthun-Lassalle
© AS Food studio/shutterstock.com

«» Le goût de la madeleineremémore à Marcel Proust son enfance, parce que les souvenirs associés à des émotions et des sensations, notamment olfactives, sont plus vivaces. C’est la preuve que nous mémorisons à très long terme les odeurs. Mais comment? Et dans quelle structure cérébrale? Christina Strauch et Denise Manahan-Vaughan, de l’université de la Ruhr à Bochum en Allemagne, ont enfin répondu à ces questions en étudiant la mémorisation des odeurs chez des rats.

Quand on sent quelque chose, les moléculesodorantes entrent dans le nez et atteignent l'épithélium olfactif, directement relié au bulbe olfactif. Les neurones de ce dernier s’activent et envoient les informations au cortex primaire olfactif ou cortex piriforme. Cette structure est proche de diverses régions cérébrales impliquées non seulement dans la mémorisation, comme l’hippocampe, mais aussi dans les émotions, comme l’amygdale (le «centre de la peur») et le cortex orbitofrontal (aussi responsable de la perception et de la catégorisation des odeurs). D’où des associations possibles entre un événement, des odeurs et des émotions, puis leur mémorisation à long terme.

Toutefois, les circuits neuronaux ne peuvent stocker longtemps des données que si les connexions (ou synapses) entre neurones sont renforcées par deuxmécanismede «plasticité synaptique»: la potentialisation à la long terme (LTP) et la dépression à long terme (LTD). En 1971, le neuroscientifique anglais David Marr suggérait déjà, que du fait de leurs structures anatomiques, l’hippocampe et le cortex piriforme étaient idéalement connectés pour stocker à long terme des informations. Depuis, on a montré qu’il existe effectivement une plasticité synaptique importante dans l’hippocampe, ainsi que dans d’autres cortex primaires comme celui de la vision, mais rien dans le cortex piriforme…

Pourtant, ce dernier intervient dans la détection, la discrimination et la catégorisation des odeurs, ainsi que dans leur apprentissage, ce qui suggère qu’il peut stocker des informations à long terme.

Les chercheuses ont donc essayé de provoquer une plasticité synaptique dans le cortex piriforme. Pour ce faire, elles ont implanté des électrodes de stimulation soit dans le bulbe olfactif, soit dans le cortex orbitofrontal de rats, et elles ont mesuré la LTP et la LTD dans le cortex piriforme. Afin d’être certaines de reproduire la perception naturelle des odeurs, elles ont appliqué une large gamme de stimulations électriques (variables en fréquence, en intensité et en durée), connues pour engendrer une plasticité synaptique dans l’hippocampe.

Résultat: les stimulations du bulbe olfactif activaient les neurones du cortex piriforme et modifiaient un peu leurs connexions, mais ne déclenchaient aucune LTP ou LTD, en tout cas quand les rats percevaient encore les odeurs. Car si on leur bouchait les narines, les stimulations provoquaient alors des remaniements synaptiques importants. Preuve que le cortex piriforme est bien capable de plasticité. Et c’est effectivementce quis'estpasséquandles chercheuses ont stimulé le cortex orbitofrontal: une LTP apparaissait dans le cortex piriforme et durait plus de 4 heures,preuve d'une modification à long terme des connexions entre neurones.

La perception des odeurs provoque un couplage des décharges électriques entre bulbe olfactif et cortex piriforme, parfois en mettant en jeu le cortex orbitofrontal. Mais c’est donc uniquement quand ce dernierest impliqué que le cortex piriformeest plus «réceptif» et alors capable de mémoriser une odeur. Or le cortex orbitofrontal joue aussi un rôle crucial dans la prise de décision associée aux émotions, certains neuroscientifiques l’intégrant au système limbique, le circuit des émotions. Ce qui suggère que l’on ne mémorise l’odeur de la madeleine, dans le cortex piriforme, que si sa perception est liée à des émotions,avec notamment uneactivation du cortex orbitofrontal.

Abonnez-vous pour un accès illimité

Offre numérique Cerveau Psycho

5,30€ par mois

M'abonner
Mots Clés

Sur le même sujet

A quoi servent ces métadonnées ? Essentiellement à identifier et retrouver la ressource. Depuis plus de deux mille ans, les bibliothécaires utilisaient des fiches ou des catalogues pour décrire et classer les documents de leurs bibliothèques. Ces fiches, plus faciles à manipuler que les documents eux-mêmes, ont donné naissance au concept de métadonnées. Ces fiches étaient produites par des humains pour des humains avec des manières très différentes. Pour rendre ces données utilisables facilement par les ordinateurs, il faut les standardiser. Il n'est donc pas étonnant que cette communauté ait été à l'origine d'une initiative visant à standardiser l'utilisation des métadonnées quel que soit le domaine d'utilisation. C'est le Dublin Core Metadata Initiative ou DCMI . Les plus curieux auront peut-être remarqué qu'à la fin de chaque article de ce site, en cliquant sur "métadonnées associées à cette page", on obtient un fichier RDF en XML qui décrit le document HTML conformément aux Livraison Gratuite Le Meilleur Magasin Pour Obtenir Calvin Klein Straightleg jeans Originale Pas Cher En Ligne Livraison Gratuite En France LYPap
. Internet et le Web ont rendu ces métadonnées de plus en plus indispensables pour pouvoir effectuer des recherches plus intelligentes que sur de simples mot-clés. Si je tape mon nom "figer" dans Google, j'obtiens aussi toutes les occurrences du verbe "figer". Avec des métadonnées, si je recherche un auteur, je n'obtiendrai que toutes les occurrences de "figer" comme auteur. Quand les ressources sont des images, une recherche textuelle ne produit pas de résultat et les métadonnées s'imposent.

A quoi servent ces métadonnées ?

L'avantage du DCMI est de décrire de manière très formelle n'importe quelle ressource en précisant la valeur de ses propriétés. Cependant comme ses travaux sont récents, chaque communauté a défini ses propres métadonnées sans référence au DCMI. Le monde de l'image et de la photo a été particulièrement productif et il faut vivre aujourd'hui avec plusieurs types de métadonnées : EXIF , IPTC , XMP . C'est ces métadonnées que je vais décrire maintenant en indiquant au passage comment s'en servir. Toutes ces métadonnées sont intégrées dans le document JPEG en plus de l'image. Elles sont donc en permanence disponible avec l'image et sont donc indépendantes d'un système ou d'un produit. Faible Coût De Sortie Replay Jeans skinny TOUCH Nice Pas Cher En Ligne Grande Vente rmO0m
.

Pour faire des travaux pratiques à la lecture de cet article, je vous suggère d'utiliser un logiciel gratuit comme IrfanView sous Windows ou XnView sous Windows ou Linux, déjà signalés dans mon article sur Photos et images numériques . Vous pouvez aussi utiliser le meilleur logiciel gratuit que j'ai trouvé pour les métadonnées PixVue mais dont l'utilisation, entièrement intégrée dans l'explorateur de Windows, est un peu déroutante au début si on ne lit pas la notice d'utilisation.

EXIF est l'abréviation de "EXchangeable Image File". Ce format définit les informations techniques concernant les paramètres de prise de vue et les réglages de l'appareil photo au moment de la capture numérique. Le format EXIF a été développé en 1995 par le JEIDA (Japan Electronic Industry Development Association). La dernière version 2.1 date de Juin 1998 et est disponible sur le site Exif.org . Ces informations sont contenues dans le fichier image lui-même. Dans IrfanView, il suffit de cliquer sur le bouton "EXIF info" dans les propriétés de l'image pour les obtenir. Dans PixVue, il suffit de faire dans l'explorateur de fichiers, clic droit, propriétés. Voir ci-après à gauche un exemple extrait d'IrfanView et à droite un exemple produit par PixVue.

Lesmaisonsderetraite.fr :

© WEBSENIOR Sprl™ Tous droits réservés Websenior est une marque deposée de Websenior Sprl Développement et maintenance par Websenior Sprl

Editeur responsable :

ALLIANCE-SENIOR 67 avenue Pierre Grenier 92100 BOULOGNE BILLANCOURT

N° d'agrément de la CNIL : 1135837 RCS 484 551 585 - APE : 930N.