Déterminants de long terme des taux de change réels pour les pays en développement : une comparaison internationale

DÉTERMINANTS DE LONG TERME DES TAUX DE CHANGE RÉELSPOUR LES PAYS EN DÉVELOPPEMENT : UNE COMPARAISONINTERNATIONALE Imed Drine et Christophe Rault De Boeck Supérieur | Revue d'économie du développement 2005/1 - Vol. 19pages 123 à 150

ISSN 1245-4060

Article disponible en ligne à l'adresse:

--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------http://www.cairn.info/revue-d-economie-du-developpement-2005-1-page-123.htm

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Pour citer cet article :

--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Drine Imed et Rault Christophe, « Déterminants de long terme des taux de change réels pour les pays en

développement : une comparaison internationale »,

Revue d'économie du développement, 2005/1 Vol. 19, p. 123-150. DOI : 10.3917/edd.191.123

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Déterminants de long termedes taux de change réels

pour les pays en développement :une comparaison internationale

Long-Run Determinants of Real Exchange Ratesfor Developing Countries : An International Comparison

Imed Drine∗

EUREQua, Universite Paris I

Christophe Rault∗∗

EPEE, Universite d’Evry et IZA

L’objet de cet article est d’utiliser les developpements recents de l’econometrie despanels non stationnaires afin d’examiner les principaux determinants de long termedu taux de change reel. On considere ici un echantillon de 45 pays en developpement,decomposes en trois groupes selon le critere geographique : l’Afrique, l’AmeriqueLatine et l’Asie. Nos investigations confirment que disposer d’une reference pourjuger du degre de distorsion du taux de change reel, n’est pas aussi simple que lelaisse penser le concept de PPA. Le taux de change reel est bien au centre d’unedynamique economique et sa valeur depend des specificites economiques de chaquepays. Autrement dit, nous ne disposons pas d’une norme fixe et generale mais, pourchaque economie, la trajectoire du taux de change reel est fonction de son niveau dedeveloppement, de sa conduite en matiere de politique economique et de sa positionsur le marche international.

∗ Paris I, Maison des Sciences de l’Economie, 106-112 bd. de L’Hopital, 75647 Paris Cedex 13,France. E-mail : [email protected]

∗∗ University d’Evry-Val d’Essonne, Departement d’economie, Boulevard Francois Mitterrand,91025 Evry Cedex, France. E-mail : [email protected],URL : http : //www.multimania.com/chrault.

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124 Imed Drine, Christophe Rault

Mots cles : taux de change d’equilibre, pays en developpement, tests de racineunitaire sur donnees de panel, tests de cointegration sur donneesde panel.

Classification JEL : E31, F0, F31, C15.

The aim of this paper is to apply recent advances in the econometrics of non-stationarydynamic panel methods to examine the main long-run determinants of real exchangerate. We consider here a sample of 45 developing countries, divided into three groupsaccording to geographical criteria : Africa, Latin America and Asia. Our investigationsconfirm that having a reference to assess the degree of distortion of real exchange rateis not as simple as it can be thought with the PPP concept. The real exchange rate iseffectively at the centre of an economic spiral and its value depends on the economicspecificities of each country. In other words, we don’t have a fixed and general normbut, for each economy, the real exchange rate trajectory depends on its developmentlevel, on the way economic policy is conducted, and on its position on the internationalmarket.

Key words : Real exchange rate, developing country, Panel unit-root andcointegration tests.

1 INTRODUCTION

Durant les annees quatre-vingt, l’alignement correct du taux de changereel et sa stabilite ont ete pressentis comme des facteurs cles dans leprocessus de developpement economique (Williamson, 1996). Dans cesconditions, il paraıt important pour les pays emergents d’estimer leniveau d’equilibre de leur change afin d’eviter les deviations et les biaisde competitivite.

Les travaux appliques sur le taux de change reel d’equilibre se basentsur deux approches theoriques distinctes : l’approche dite fondamentale(Williamson, 1983 et 1994) et l’approche dite comportementale (cf. Steinet Allen, 1995; Clark et MacDonald, 1998).

L’approche fondamentale(TCEF)1 est utilisee generalement pour unobjectif de politique macroeconomique et insiste sur les composantesde politique economique qui influencent les variations de court termedu taux de change reel. L’approche comportementale, en revanche,a une utilite secondaire pour la politique economique et insiste surles determinants macroeconomiques de long terme du taux de changereel. Cette approche ne cherche pas a determiner le niveau du tauxde change reel d’equilibre compatible avec les equilibres externe etinterne, mais les determinants de long terme du taux de change

1 En anglais, Fundamental equilibrium exchange rate (FEER).

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reel. Dans ce travail nous considerons uniquement l’approche dite« comportementale » etant donne que notre objectif est de determiner lesvariables macroeconomiques susceptibles d’influencer le taux de changereel a long terme pour les pays en developpement.

Edwards (1989) a developpe un modele theorique du taux de changereel et a fourni une estimation de sa valeur d’equilibre pour un panel depays en developpement. Selon lui les variables les plus importantes quiaffectent le niveau du taux de change reel sont les termes de l’echange,le niveau et la composition des depenses publiques, les mouvements decapitaux, le controle de change et des mouvements de biens, le progrestechnique, et l’accumulation de capital.

A la suite de ces premiers travaux, les etudes appliquees ayant pourobjet d’estimer des taux de change d’equilibre se sont multipliees, que cesoit pour des pays developpes, ou en developpement (une revue selectivede la litterature pour les pays en developpement est presentee en annexe2). Dans ces etudes, les determinants majeurs de long terme du taux dechange reel sont les termes de l’echange, le degre d’ouverture et les fluxde capitaux.

L’objet de cet article est d’utiliser les developpements recents del’econometrie des panels non stationnaires afin d’examiner les principauxdeterminants de long terme du taux de change reel pour les pays endeveloppement. On considere ici un echantillon de 45 pays, decomposesen trois groupes selon le critere geographique : l’Afrique (21 pays :Algerie, Benin, Burkina Faso, Burundi, Cameroun, Congo, Republiquedemocratique du Congo, Cote d’Ivoire, Egypte, Ethiopie, Gabon,Gambie, Ghana, Guinee Bissau, Kenya, Mali, Maroc, Mozambique,Niger, Senegal, Tunisie), l’Amerique Latine (17 pays : Argentine, Bolivie,Bresil, Chili, Colombie, Costa Rica, Republique Dominicaine, Equateur,Guatemala, Honduras, Mexique, Nicaragua, Panama, Perou, Paraguay,Uruguay, Venezuela) et l’Asie (7 pays : Bangladesh, Indonesie, Coreedu sud, Inde, Malaisie, Philippines, Thaılande). Ce regroupement despays selon un critere geographique est justifie par le fait que lesmethodes econometriques sur donnees de panel necessitent un certaindegre d’homogeneite pour aboutir a des resultats robustes. Ce criteregeographique nous semble ici le plus adapte et le plus direct pour notreechantillon de 45 pays d’autant plus que nous souhaitons etudier lesdeterminants du taux de change reel pour differents continents. Unregroupement des pays selon un critere economique aurait egalement eteenvisageable mais plus complexe a operer compte tenu de la multiplicitedes criteres economiques possibles pour effectuer ce regroupement.

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Il s’agit dans ce travail d’aller au-dela des enseignements de la theo-rie de Balassa-Samuelson (cf. en particulier Drine et Rault, 2002, Drineet al., 2003 pour ces pays, ainsi que Strauss, 1999 pour les pays del’OCDE) et de determiner s’il existe d’autres facteurs, tels que les fac-teurs de demande, la politique economique ou encore les mouvementsde capitaux, qui entrent en jeu dans la determination du taux de changereel. Notre demarche econometrique s’appuie sur les tests d’integrationsur donnees de panel proposes par Im, Pesaran et Shin, 1997, 2003)et sur les tests de cointegration sur donnees de panel recemment deve-loppes par Pedroni (1997, 1999, 2000, 2004). L’avantage des techniquesd’integration et de cointegration sur donnees de panel est triple : ellespermettent tout d’abord, de contourner la difficulte liee a l’etroitesse desseries temporelles, ensuite elles sont plus puissantes que les tests tradi-tionnels sur series temporelles et enfin l’information inter-individuelle re-duit la probabilite de realiser une regression artificielle (Banerjee, 1999).Il n’existe pas a notre connaissance d’etudes comparables utilisant cesnouvelles techniques econometriques pour determiner les principales va-riables macroeconomiques influencant a long terme le taux de changereel des pays en developpement.

La deuxieme section expose un modele theorique simple de deter-mination des taux de change reels. La troisieme presente l’analyse eco-nometrique et l’interpretation economique des resultats pour un panelde 45 pays en developpement. Une derniere section synthetise l’ensembledes resultats mis en evidence et conclut. Il ressort de nos investigations,qu’en plus de l’effet Balassa-Samuelson, d’autres composantes macroe-conomiques, telles que les termes de l’echange, les depenses publiques,l’investissement, la politique commerciale, contribuent a long terme a ladetermination du taux de change reel.

2 DETERMINANTS DU TAUX DE CHANGE REEL

Nous estimons la valeur du taux de change reel a partir d’un modeletheorique inspire de Emre et al. (2000)2, ou l’equilibre simultane de labalance courante et du marche des biens non echangeables est realise.

Soit une petite economie ouverte avec trois types de biens : un bienexportable, un bien importable et un bien non echangeable. L’economieproduit les biens exportables et les biens non echangeables et consommeles biens non echangeables et les biens importables.

2 Ce modele s’inscrit dans la lignee des travaux d’Edwards (1993).

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L’economie est en changes flexibles et le taux de change nominalest note E. Cette hypothese peut paraıtre a premiere vue etonnante,d’autant plus que de nombreux pays de notre echantillon semblent etreen change fixe. Cependant, nous raisonnons ici dans une optique de longterme et estimons par ailleurs dans la partie econometrique une relationde long terme. Bien sur, le taux de change peut etre fixe a court etmoyen terme, mais a long terme pour maintenir la parite les pays doiventdisposer d’une quantite suffisante de devises, ce qui n’est pas le cas pourla majorite des pays en developpement de notre echantillon. Comme letaux de change nominal finira a terme par s’ajuster, nous supposons icid’emblee qu’il est flexible.

Soit PX et PN respectivement le prix interieur des biens exportableset des biens non echangeables. Le prix mondial des biens exportablesest normalise a un (P ∗

X = 1) et le prix interieur des biens exportablesest defini par PX = EP ∗

X = E. Le prix mondial des biens importablesest note P ∗

M .

Soit eM et eX respectivement le prix relatif interieur des biensimportables et des biens exportables par rapport aux biens nonechangeables :

eM =PM

PN(1)

et

eX =E

PN(2)

Le prix relatif des biens importables par rapport aux biens nonechangeables sera :

e∗M =EP ∗

M

PN(3)

Nous supposons que l’economie adopte une restriction tarifaire sur lesimportations telle que :

PM = EP ∗M + τ (4)

ou τ est le tarif douanier sur les importations (tarif specifique).

La production totale des deux biens de l’economie consideree seradefinie par :

Q = QX(eX) + QN (eX) (5)

avec Q′X > 0 et Q′

N < 0.

La consommation globale privee est donnee par :

C = CM (eM ) + CN (eM ) (6)

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avec CM et CN respectivement les consommations interieures desimportables et des non echangeables et C ′

M < 0, C ′N > 0.

Nous definissons le taux de change reel comme le prix relatif desechangeables par rapport aux non echangeables, soit :

e = αeM + (1 − α)eX =E(αP ∗

M + (1 − α)) + ατ

PN(7)

avec α ∈ (0, 1).

Nous supposons que le capital est parfaitement mobile a long termeet nous notons par A les actifs etrangers. Les agents detiennent unepartie de leur richesse sous forme d’actifs etrangers dont le rendementest r∗. Le compte courant du pays est la somme du rendement net desactifs etrangers detenus et du solde de la balance commerciale exprimeeen monnaie etrangere, definie comme la difference entre les exportationset la consommation des importables, soit :

CA = r∗A + QX(eX) − P ∗MCM (eM ) (8)

La variation des reserves de change dans l’economie est donnee par :

R = CA + KI (9)

avec KI les flux nets de capitaux.

A court et a moyen terme l’economie peut s’ecarter de l’equilibre,definie par R = 0, et le stock d’actifs dans l’economie peut varier. Lecompte courant est dit soutenable lorsque le deficit du compte courantest compense par des flux nets des capitaux. Ainsi, l’equilibre externeest realise lorsque la somme du solde de compte courant et des flux descapitaux est nulle, soit :

r∗A + QX(eX) − P ∗MCM (eM ) + KI = 0 (10)

D’autre part l’equilibre interne est realise lorsque le marche interieurdes non echangeables est en equilibre, soit :

CN (eM ) + GN = QN (eX) (11)

avec GN les depenses publiques en biens non echangeables.

Le taux de change d’equilibre est defini comme etant le prix relatifqui assure a la fois l’equilibre externe et l’equilibre interne. A partir de(9) et (10) on peut definir le taux de change d’equilibre, e∗, en fonctionde P ∗

M , τ, r∗, A, KI et GN , soit :

e∗ = e∗(P ∗M , τ, r∗, A, KI, GN ) (12)

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Le niveau d’equilibre du taux de change reel est donc fonction destermes de l’echange, de la politique commerciale, du taux d’interetetranger, des flux de capitaux etrangers, et des depenses publiques3.Les variables de l’equation (12) constituent les fondamentaux du tauxde change reel d’equilibre de longue periode. Une augmentation desdepenses publiques en biens non echangeables entraıne une appreciationdu taux de change reel, soit une deterioration de la position competitivedu pays. Une liberalisation commerciale conduit a une depreciationreelle de la monnaie domestique, necessaire a une amelioration de laposition competitive du pays. Une amelioration de la balance couranteest associee a long terme a une appeciation du taux de change reel.L’effet des termes de l’echange est incertain. D’un cote, l’augmentationdes termes de l’echange se traduit par une hausse du revenu national etdonc des depenses, ce qui conduit a une appreciation reelle. De l’autre,cette augmentation va generer un effet de substitution qui entraıneune depreciation reelle. Elbadawi et Soto (1995) ont etudie 7 pays endeveloppement et trouvent que pour trois d’entre eux l’amelioration destermes de l’echange entraıne une appreciation du taux de change reel,alors que pour les quatre autres, elle entraıne une depreciation. Feyzioglu(1997) trouve pour la Finlande, qu’une amelioration des termes del’echange se traduit par une appreciation du taux de change reel.

3 ANALYSE ECONOMETRIQUE DESDETERMINANTS DE LONG TERME DU TAUXDE CHANGE REEL

3.1 La relation econometrique a tester et les donneesutilisees

Le modele theorique developpe dans la section 2 definit une relation delong terme entre le taux de change reel et des variables macroecono-miques. L’objectif de cette section est de tester cette relation sur desdonnees de panel en traitant explicitement de la non-stationnarite desseries concernees et d’identifier les determinants de long terme du tauxde change reel. En effet, avant le developpement de techniques eco-nometriques appropriees pour les panels non stationnaires, les etudesmenees sur des donnees de panel supposaient implicitement que les va-

3 Le modele estime dans la partie econometrique de la section 3 tient compte a cote de cesvariables de demande d’un indicateur prenant en compte l’effet offre (le revenu par tete).

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riables considerees etaient stationnaires. Ceci limite considerablementla portee des resultats obtenus etant donne les biais considerables d’es-timations des parametres lies a la non-prise en compte des proprietesde non-stationnarite des series. Grace aux developpements recents del’econometrie, il est desormais possible de tester la stationnarite surdonnees de panel ainsi que le caractere cointegre ou non d’un ensemblede variables (cf. annexe 1 pour une presentation detaillee).

Compte tenu du cadre theorique presente en section 2, la relationde long terme a tester liant le taux de change reel et ses fondamentauxs’ecrit :

tcrit = α1i +β1iteit +β2iouvit +β3iideit +β4igit +β5iinvit +β6ipibit +εit (13)

i = 1, 2, .., N et t = 1, 2, ..., T

avec :– e : le logarithme du taux de change reel cote a l’incertain,– te : le logarithme des termes de l’echange,– ouv : le logarithme de la politique commerciale,– ide : le logarithme des flux d’investissements directs etrangers enpourcentage du pib,– g : le logarithme de la part des depenses publiques dans le pib,– inv : le logarithme de l’investissement interieur en pourcentage du pib,– pib : le logarithme du pib par tete.

Notre analyse porte sur un echantillon de 45 pays en developpementdecomposes en trois groupes selon le critere geographique : l’Afrique (21pays : Algerie, Benin, Burkina Faso, Burundi, Cameroun, Congo, Repu-blique democratique du Congo, Cote d’Ivoire, Egypte, Ethiopie, Gabon,Gambie, Ghana, Guinee Bissau, Kenya, Mali, Maroc, Mozambique, Ni-ger, Senegal, Tunisie), l’Amerique Latine (17 pays : Argentine, Bolivie,Bresil, Chili, Colombie, Costa Rica, Republique Dominicaine, Equateur,Guatemala, Honduras, Mexique, Nicaragua, Panama, Perou, Paraguay,Uruguay, Venezuela) et l’Asie (7 pays : Bangladesh, Indonesie, Coree dusud, Inde, Malaisie, Philippines, Thaılande).

La periode d’etude est fonction de la disponibilite des donnees et elleest de 16 ans pour l’Afrique (de 1980 a 1996), de 23 ans pour l’AmeriqueLatine (de 1973 a 1996) et de 21 ans pour l’Asie (de 1975 a 1996). Toutesles donnees sont annuelles et proviennent pour les fondamentaux de labase de donnees de la Banque mondiale et pour le taux de change reelde la base Chelem du CEPII4. Le taux de change reel est calcule comme

4 La banque de donnees CHELEM a ete utilisee ici pour les TCR car notre travail s’inscrit dansla continuite d’une autre etude publiee en 2004 dans le n°97-1 d’Economie Internationale sur

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le rapport de l’indice des prix a la consommation aux Etats Unis et celuidu pays considere multiplie par le taux de change nominal par rapportau dollar americain et une augmentation implique une depreciation5.Les termes de l’echange sont calcules comme le rapport entre les prixa l’exportation (indice de valeur unitaire) et les prix a l’importation(indice de valeur unitaire) du pays considere. L’investissement interieurest calcule comme le rapport entre la formation brute de capital fixe etle PIB en valeur.

Soulignons que l’indisponibilite des donnees pour certaines variablesmacroeconomiques nous conduit a proceder a quelques approximations.La premiere est relative aux depenses publiques en biens non echangea-bles : comme nous ne pouvons pas decomposer les depenses publiquesen biens echangeables et biens non echangeables, nous utilisons commeproxy la part des depenses publiques globales en valeur dans le PIB envaleur. La seconde concerne la politique commerciale. En general dansla litterature, le degre d’ouverture de l’economie est approxime par lapart du commerce exterieur en valeur dans le PIB en valeur. Cette ap-proximation se justifie par le fait que, toutes choses egales par ailleurs,une liberalisation commerciale accrue permet d’intensifier les echangeset la convergence des prix. Dans notre cas nous utilisons la part desimportations totales en valeur dans les depenses domestiques totales envaleur (absorptions).

Les mouvements de capitaux a long terme sont approximes parles flux nets d’investissements directs etrangers (IDE). Ce choix sejustifie par le fait que, contrairement aux autres flux financiers, les IDErepondent a des motivations de production et sont par consequent plusstables.

l’examen de la validite de la parite de pouvoir d’achat (PPA) pour les pays en developpement.Dans cette etude nous utilisions des donnees sur les TCR issues de la base CHELEM etmontrions que les deux formes, faible et forte de la PPA n’etaient pas pertinentes pourdecrire le comportement de long terme du TCR en Afrique, Asie et en Amerique du Sud.Nous cherchons ici a affiner l’analyse et examinons les determinants de long terme du TCRpour ces trois groupes de pays a 1’aide de donnees provenant de la meme source.

5 Comme l’a souligne un des rapporteurs, il est utile de rappeler que les deux conceptsde taux reel, interne (utilise dans le modele theorique) et externe (utilise dans le modeleeconometrique) ne sont pas en general equivalents; par exemple la liberalisation commercialepar son effet immediat sur les prix des biens importes diminue automatiquement le tauxinterne (appreciation) mais augmente le taux externe en ralentissant la hausse des prixinterieurs (depreciation). Ensuite, elle peut entraıner une baisse des prix des biens nonechangeables, ce qui contribue a la depreciation. Comme l’a montre S. Edwards leurs tauxde variation ne sont pas en general identiques. Neanmoins, comme nous supposons qu’a longterme la PPA est verifiee pour les biens echangeables, les concepts de taux de change reelinterne et externe sont ici equivalents. Bien sur, rien n’empeche que ces taux puissent divergera court terme.

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Le revenu par tete est utilise comme proxy pour mesurer l’effetBalassa-Samuelson (cf. Balassa, 1964). On s’attend, en effet, a ce que lecoefficient relatif au revenu par tete soit negatif car le developpementeconomique s’accompagne d’un ecart croissant entre la productiviterelative dans le secteur des biens echangeables, ce qui se traduit parune appreciation du taux de change reel.

La methodologie econometrique utilisee ici repose sur des testsd’integration et de cointegration sur donnees de panel (cf. annexe1). Precisons que les coefficients de cointegration sont estimes par lamethode des moindres carres ordinaires modifies (Fmols), developpeepar Pedroni (1996). L’avantage de cette methode par rapport aux MCOstandard est qu’elle corrige des distorsions liees a la correlation entreles « regresseurs » et les residus et qu’elle est moins sensible aux biaisoccasionnes lorsqu’on travaille avec des echantillons de petite taille (cf.Pedroni 2000).

3.2 Les resultats econometriques et leur interpretationeconomique

Une etape preliminaire a l’estimation consiste a tester l’ordre d’integra-tion de nos series. Comme l’indiquent les tableaux de l’annexe 3, lestests de racine unitaire sur donnees de panel ne rejettent pas l’hypo-these de racine unitaire pour nos sept series, pour l’Afrique, l’AmeriqueLatine et l’Asie. De plus, les tests menes sur les series en differences pre-mieres confirment l’hypothese de stationnarite. Autrement dit, le tauxde change reel et ses determinants potentiels exprimes en niveau sonttous integres d’ordre 1.

Par la suite, ayant confirme la non stationnarite de nos series, il estnaturel de tester l’existence ou non d’une relation de long terme entrele taux de change reel et ses determinants presumes. Le tableau suivantpresente les resultats des tests de cointegration sur donnees de panel ala Pedroni (1997, 1999, 2000, 2004)6.

Comparee a la valeur critique (−1.65) au seuil de 5 %, la valeurcalculee de la statistique ZB

t du test de cointegration de Pedroni indiqueclairement l’existence d’une relation de long terme entre le taux dechange reel et les fondamentaux pour les trois groupes de pays.

6 Soulignons qu’au niveau de significativite choisi, le test mis en œuvre etant unilateral, unestatistique calculee plus petite que la valeur critique conduira au rejet de l’hypothese nulled’absence de relation de cointegration entre les variables. Precisons aussi que βj representela moyenne des βij estimes, pour j variant de 1 a 6 (cf. equation 13).

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Tableau 1 : Estimation du taux de change reel d’equilibre

te ouv ide g inv pib Group-ADF-stat(ZB

t

)Afrique

Coeff −0.56 0.16 −0.06 0.05 0.17 −0.07

t-stat −8.58 2.38 −2.76 2.92 3.04 −3.62 −5.91

Amerique Latine

Coeff ns 0.09 −0.02 −0.10 0.17 −0.23

t-stat ns 2.97 −3.21 −2.43 3.04 −3.35 −3.82

Asie

Coeff −0.53 0.39 −0.07 0.13 0.37 −0.39

t-stat −2.94 11.01 −4.58 3.53 2.11 −10.08 −12.16

Les resultats confirment qu’une amelioration des termes de l’echangeentraıne une appreciation du taux de change reel dans le cas del’Afrique et l’Asie, ce qui signifie que l’effet de richesse domine l’effetde substitution. De plus, l’elasticite du taux de change reel par rapportaux termes de l’echange est plausible par rapport aux travaux anterieurs.La difference entre les structures economiques des deux groupes de paysexplique, en partie, la difference de reponse des taux de change reels aun choc sur les termes de change (une amelioration de 10 % des termesde l’echange entraıne une appreciation de 5.3 % en Afrique et 5.6 % enAsie). L’absence de l’effet des termes de l’echange sur le taux de changereel en Amerique Latine confirme que l’effet de richesse compense l’effetde substitution.

Des coefficients positifs (β2) pour les trois groupes de pays suggerentque la liberalisation commerciale est accompagnee d’une depreciation dutaux de change reel. L’elasticite est differente pour les trois groupes depays : elle est de 0.16 en Afrique, de 0.39 en l’Asie et de 0.09 en AmeriqueLatine. Neanmoins, cette elasticite demeure pour ces pays relativementfaible par rapport aux resultats anterieurs de la litterature (Eladawiet Soto, 1995; Baffes et al. 1999). Une explication possible est que lescoefficients obtenus sont des moyennes des coefficients individuels.

Pour ces trois groupes les coefficients de cointegration relatifs auxIDE confirment les predictions theoriques. Le coefficient estime (β3) estnegatif, impliquant que l’accroissement des flux de capitaux entraıneune hausse des depenses interieures et une reallocation des facteursde production vers le secteur des biens non echangeables; la hausse along terme de la demande des biens non echangeables entraıne une

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appreciation du taux de change reel. De plus, les coefficients sont tresproches pour les trois groupes de pays. En effet, une hausse de 1 % desflux des investissements etrangers entraıne une appreciation moyennedu taux de change reel de 0.05 %.

L’effet des depenses publiques sur les taux de change reel (β4)est different pour les trois groupes de pays. En effet, les estimationsindiquent qu’un accroissement des depenses publiques engendre uneappreciation du taux de change reel dans le cas de l’Amerique Latineet une depreciation dans le cas de l’Asie et de l’Afrique. Selon lespredictions theoriques le coefficient doit etre negatif etant donne quela hausse de la demande globale des biens non echangeables entraıneune hausse de leur prix. Le coefficient positif dans le cas de l’Asieet l’Afrique peut refleter un effet d’eviction important qui se traduitpar une baisse de la demande privee des biens non echangeables. Si lesdepenses publiques sont intensives en biens echangeables, une politiquebudgetaire expansionniste se traduit par une hausse d’impot ou/et dutaux d’interet, ce qui reduit la demande privee du bien non echangeable.La baisse de la demande entraıne alors dans ce cas une baisse des prix etdonc une depreciation du taux de change reel (cf. Edwards, 1989). L’effetdes depenses publiques sur le taux de change reel en Amerique Latineet en Asie est comparable et relativement plus eleve qu’en Afrique.

Une augmentation de 10 % de la part des investissements interieursentraıne une depreciation moyenne de 1.7 % en Afrique et en AmeriqueLatine et 3.7 % en Asie (coefficient β5). Ce resultat est compatible aveccelui d’Edwards (1989) qui trouve egalement une elasticite faible (de7 %) pour un groupe de 12 pays en developpement. Une augmentationdes investissements se traduit en effet souvent par une hausse desdepenses relative en biens echangeables et donc par une baisse du prixrelatif des biens non echangeables.

Enfin, le revenu par tete contribue aux variations de long terme dutaux de change reel pour les trois groupes de pays. Le coefficient (β6) estnegatif, impliquant que le developpement economique est accompagnepar une appreciation du taux de change reel (effet Balassa-Samuelson).L’effet du developpement economique sur l’evolution de long terme dutaux de change reel est relativement faible en Afrique. Une haussede 1 % du revenu par tete entraıne en effet une appreciation du taux dechange reel de seulement 0.07 %. En revanche, l’effet est relativementimportant pour l’Asie et l’Amerique Latine puisque le taux de changereel s’apprecie respectivement pour ces pays de 0.39 % et de 0.23 %suite a une hausse de 1 % du revenu par tete.

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Notons pour terminer, qu’en Afrique et en Asie ce sont les facteursexternes (ouverture et termes de l’echange) qui contribuent le plusa la dynamique de long terme du taux de change reel; la demandeinterne jouant aussi un role important dans le cas de l’Asie. EnAmerique Latine, en revanche, les facteurs externes semblent avoirun effet relativement limite sur le taux de change reel d’equilibre, ledeveloppement economique (PIB par tete) ayant quant a lui un roleimportant.

4 CONCLUSION

L’objet de cet article etait d’identifier des determinants du tauxde change reel d’equilibre pour 45 pays en developpement. Sur labase d’approches theoriques generalement utilisees dans la litterature,nous avons expose un modele theorique simple qui decrit l’interactionentre certaines variables macroeconomiques et le taux de change reeld’equilibre. Ce modele a fait, par la suite, l’objet d’une estimation par lestechniques econometriques recentes des panels non stationnaires. Nousavons en particulier utilise les tests d’integration sur donnees de panelrecemment proposes par Im, Pesaran et Shin (1997, 2003) ainsi queles tests de co-integration sur donnees de panel developpes par Pedroni(1997, 1999, 2000, 2004), ce qui nous a permis de constater l’existencede plusieurs sources d’impulsion influencant le taux de change reel along terme en Afrique, Amerique Latine et en Asie.

Nos investigations montrent qu’une amelioration des termes del’echange, une hausse de revenu par tete et les flux des capitauxentraınent une appreciation de long terme du taux de change reel.En revanche, une hausse de l’investissement domestique et du degred’ouverture economique entraıne une depreciation du taux de changereel; l’effet d’une hausse des depenses publiques etant quant a luiambigu.

Les resultats presentes, valides par les techniques econometriquesrecentes sur donnees de panel, ont pour principal interet de confirmerque disposer d’une reference pour juger du degre de distorsion du tauxde change reel, n’est pas aussi simple que le laisse penser le conceptde PPA. Le taux de change reel est bien au centre d’une dynamiqueeconomique et sa valeur depend des specificites economiques de chaquepays. Autrement dit, nous ne disposons pas d’une norme fixe et generalemais, pour chaque economie, la trajectoire du taux de change reel est

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fonction de son niveau de developpement, de sa conduite en matiere depolitique economique et de sa position sur le marche international.

Par ailleurs, nous constatons que les variations du taux de changereel ne refletent pas necessairement un desequilibre. Des ajustementsd’equilibre lies a des variations des fondamentaux peuvent etre aussi al’origine des mouvements du taux de change reel.

Soulignons enfin que l’approche econometrique des panels nonstationnaires appliquee ici a 45 pays ne nous permet pas directementde determiner les sur ou sous-evaluations pour chaque pays prisindividuellement.

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ANNEXE 1 :LA METHODOLOGIE ECONOMETRIQUEDES PANELS NON STATIONNAIRES

Nous presentons ci-dessous les tests d’integration et de cointegration surdonnees de panel utilises dans notre etude.

1 Test de racine unitaire sur donnees de panel

Plusieurs tests ont ete proposes dans la litterature (Levin et Lin, 1993,2002; Quah, 1994; Im, Pesaran et Shin, 1997, 2003, IPS) mais le pluspopulaire d’entre eux est celui propose par IPS. Ce dernier repose surla regression suivante :

∆y∗it = ρiy∗it−1 +

k∑j=1

Φij∆y∗it−j + ν∗it , i = 1, 2, .., N et t = 1, 2, ..., T

avec y∗it = yit − yi.

L’hypothese nulle du test est H0 : ρi = 0 pour tout i contre H1 : ρi ≺ 0pour au moins un i. Au lieu de supposer que le parametre ρi estidentique pour tous les pays (Levin et Lin, 1993), la methodologie IPSutilise des tests de racine unitaire distincts pour chacun des n pays.La stationnarite peut etre testee au moyen de deux statistiques : lastatistique de Maximum de Vraisemblance, notee Lbar, et la statistiquede Student, notee tb. Ces deux statistiques sont construites a partirdes statistiques individuelles usuelles du test de Dickey-Fuller augmente(ADF). Dans ce travail, nous utiliserons la statistique tb plutot quecelle du Lbar car les simulations de Monte-Carlo realisees par IPS ontmontre que c’etait la plus puissante des deux, meme pour des valeursde N (nombre de pays) inferieures a 5. Cette statistique s’ecrit commesuit :

tb =

√N(tN,T − E(tN,T ))√

V ar(tN,T )

ou tNT = 1N

N∑i=1

tiT est une moyenne des t stats individuels obtenus lors

de la mise en œuvre d’un test ADF usuel sur series temporelles, et ouE(tN,T ) et V (tN,T ) designent respectivement la moyenne et la variancedes tiT sous l’hypothese nulle d’integration d’ordre 1 des series, avecN → ∞.

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En supposant l’absence de dependance contemporaine entre les indi-vidus (pays) et pour T → ∞, Im, Pesaran et Shin (1997) montrentque sous l’hypothese nulle de non stationnarite, la statistique tb a unedistribution normale. Dans la partie appliquee le choix du nombre deretards dans les regressions ADF individuelles se fait sur la base de si-gnificativite du dernier retard en partant d’un nombre maximal egal a 3.Remarquons que nos resultats s’averent en realite robustes au nombrede retards choisis.

2 Test de cointegration sur donnees de panel

Dans ce travail, le test de cointegration utilise est celui recemmentpropose par Pedroni (1997, 1999, 2000, 2001, 2004). Comme le testd’integration de IPS (1997, 2003), ce test tient compte egalement del’heterogeneite des individus a travers des parametres specifiques pourchaque pays de l’echantillon.

Pedroni propose 7 statistiques pour tester la cointegration sur donneesde panel, quatre pour le modele “Within” et trois pour le modele“Between”. Ces statistiques sont construites a partir d’un modelepresupposant que les relations de cointegration sont heterogenes entreles pays et sont definies comme suit :

pour le modele Within :

Zwρ =

(N∑

i=1

T∑t=1

L−211ie

2i,t−1

)−1 N∑i=1

T∑t=1

L−211i

(ei,t−1∆ei,t − λi

): Rho− stat

Zwpp =

(s∗2N,T

N∑i=1

T∑t=1

L−211ie

∗2i,t−1

)− 1

2 N∑i=1

T∑t=1

L−211i

(e∗i,t−1∆e∗i,t

): PP − stat

Zwt =

(σ2

N,T

N∑i=1

T∑t=1

L−211ie

2i,t−1

)− 12 N∑

i=1

T∑t=1

L−211i


): Adf − stat

Zwv =

(N∑

i=1

T∑t=1

L−211ie

2i,t−1

)−1

: v − stat

pour le modele Between :

ZBρ =

N∑i=1

(T∑

t=1

e2i,t−1)

−1T∑

t=1

ei,t−1∆ei,t − λi

): Rho − stat

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ZBt =

N∑i=1

(σ2

i

T∑t=1

e2i,t−1

)−1 T∑t=1


): Adf − stat

ZBpp =

N∑i=1

(T∑

t=1

s∗2e∗2i,t−1

)−1 T∑t=1

(e∗i,t−1∆e∗i,t

): pp − stat

avec,

λi = 1T

ki∑s=1

(1 − s

ki+1

) t∑t=s+1

µi,tµi,t−s,

s2i = 1

T

t∑t=1

µ2i,t,

σ2i = s2

i + 2λi,

σ2N,T = 1

T

N∑i=1

L−211iσ

2i ,

s∗2i = 1T

t∑t=s+1

µ∗2i,t,

s∗2N,T = 1T

t∑t=s+1

s∗2i,t,

L211i = 1

T

T∑t=1

η2i,t + 2

T

ki∑s=1

(1 − s

ki+1

) T∑i=1

ηitηi,t−s.

et ou les residus µi,t, µ∗i,t et ηit proviennent des regressions ci-dessus :

ei,t = γei,t−1 + µi,t,

ei,t = γei,t−1 +Ki∑k=1

γik∆ei,t−k + u∗i,t,

∆yi,t =M∑

m=1bmi∆Xmi,t + ηi,t.

Il est a noter que Li represente la ime composante de la decompositionCholesky de la matrice de Variance-Covariance des residus, que λ etσ2

NT sont deux parametres utilises pour corriger des problemes d’auto-correlation dans le modele, et que s2

i et σ2i designent respectivement les

variances individuelles contemporaines et de long terme.

Pour le modele “Within”, 3 statistiques parmi 4 sont identiques aux“rho-stat”, “t-stat” et “variance-stat” etudies par Phillips et Ouliaris(1990) pour les tests de racine unitaire sur des donnees individuelles.La quatrieme statistique correspond au test ADF standard (Dickey etFuller, 1979). De meme pour le modele Between, les deux premieresstatistiques sont similaires aux “rho-stat” et “t-stat” definies parPhillips et Ouliaris (1988) alors que la troisieme statistique est celledu test ADF standard.

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Le modele de base s’ecrit comme suit :

yi,t = αi + δit + ηt + βixi,t + ei,t, i = 1, 2, .., N et t = 1, 2, ..., T

Les variables y et x sont supposees integrees d’ordre un pour chaquemembre de l’echantillon et ηt represente un effet temporel commun al’ensemble de l’echantillon.

Si on note par γi le coefficient autoregressif relatif aux residus de la ime

regression, alors pour la premiere categorie de tests (le modele Within),l’hypothese nulle et son alternative se presentent comme suit :

H0 : γi = 1 et H1 : γi = γ ≺ 1 pour tout i.

Pour la deuxieme categorie (le modele Between), on a la specificationsuivante :

H0 : γi = 1 et H1 : γi ≺ 1 pour tout i.

Il est evident que pour la deuxieme categorie, l’hypothese alternativeest plus generale, puisqu’elle suppose que la dynamique transitoire estheterogene entre les individus.

Pedroni montre que la distribution asymptotique de ces 7 statistiquesde tests peut etre exprimee comme suit :

χN,T − µ√

N√v

→ N(0, 1),

ou χN,T designe la statistique consideree parmi les sept proposees, lesparametres N et T representant respectivement le nombre de paysconsideres et le nombre d’observations disponibles pour chacun d’entreeux, µ et ν etant des termes d’ajustement decrits dans Pedroni (1999,2000, 2004).

En termes de puissance, Pedroni (1997, 2004) montre que pour desvaleurs de T superieures a 100, ces 7 statistiques se comportentrelativement bien et ne souffrent pas de distorsion de seuil. Cependant,pour des echantillons de plus petites tailles (T inferieur a 20) lastatistique ZB

t est la plus puissante, suivie des statistiques Zwρ et Zw

t .

C’est donc la statistique ZBt qui sera utilisee dans ce travail pour

determiner l’existence ou non d’une relation de cointegration entre letaux de change reel et ses fondamentaux.

Il est important de noter que l’hypothese nulle testee est l’absence derelation de cointegration entre les variables. Par consequent, au seuilconsidere, comme il s’agit d’un test unilateral, une statistique calculee

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plus petite que la valeur critique tabulee (−1.65 au seuil de 5 %)conduira au rejet de l’hypothese nulle d’absence de cointegration.

ANNEXE 2 : SYNTHESE DES PRINCIPALES ETUDESECONOMETRIQUES SUR LE TAUX DE CHANGEREEL POUR LES PAYS EN DEVELOPPEMENT

Auteur Pays et periode

d’analyse

Variables retenues Methodeseconometriques

Edwards(1989)

12 pays (Bresil,Colombie, Salvador,Grece, Inde,Israel, Malaisie,Philippines,Afrique du Sud, SriLanka, Thaılande,Yougoslavie)

1962-1984

termes de l’echange,flux de capitaux,barrieres tarifairessur les importations,depenses publiques,differentiel deproductivite(tendance), exces decredit interieur,devaluationnominale,investissementsur PIB.

- donnees depanel, variablesinstrumentales aveceffet fixe.

– equation avecun ajustementdynamiqueautorisant deseffets de courtterme des variablesnominales, etincluant le taux dedevaluation. Taux dechange reel de longterme dependantuniquement defondamentaux« reels »

– technique deBeveridge Nelsonutilisee pour calculerles composantespermanentes ettransitoires desfondamentaux

Cottani,Cavallo etKhan (1990)

Vingt-quatre pays,incluant l’Argentine,la Bolivie, le Chili,la Colombie, laJamaıque, lePerou, l’Uruguay,la Cote-d’Ivoire,l’Ethiopie, le Mali,la Somalie, leSoudan et la Zambie1960-1983

termes de l’echange,degre d’ouverture,flux de capitauxnets, exces de creditinterieur, PIB,croissance, inflationetrangere, tendance

lineaire.

-estimation par lesmoindres carresponderes (pooledOLS)

– moyenne mobilede trois anneespour certainsfondamentauxutilisee commeproxy pourla composante

permanente.

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Ghura etGrennes(1993)

Trente trois paysde l’AfriqueSub-Saharienne1970-1987

termes del’echange, fluxde capitaux, degred’ouverture, exces decredit interieur,devaluationnominale, tendance

lineaire

- estimationpar la methodedes variablesinstrumentalesur des seriestemporelles incluantdes variablesindicatricesspecifiques par

pays (effet fixe).

Elbadawi(1994)

Trois pays (Chili,Ghana et Inde)

1967-1990

termes de l’echange,flux de capitaux,degre d’ouverture,depenses publiques,barrieres tarifairessur les importations,differentiels deproductivite(tendance lineaire),credit interieur,devaluationnominale.

- cointegration etmodeles a correctiond’erreur

– decomposition deBeveridge-Nelsonpour calculerla composantepermanentede certainsfondamentaux,pour d’autresutilisations d’unemoyenne mobile sur

cinq ans

Ades (1996) Douze pays(Argentine,Bresil, Chili,Colombie, Equateur,Indonesie, Mexique,Philippines,Thaılande, Turquie,Afrique du Sud,Venezuela),

1980 : 1-1996 :4 (donneestrimestrielles)

determinants delong terme : termesde l’echange,flux de capitaux,degre d’ouverture,depenses publiques,taux d’interetetranger, technologie(tendance lineaire).

determinantsde court terme :changementstransitoires entermes d’echanges,conditionsmonetairesrelatives a cellesde l’etranger, primede risque, couverturedes reservesinternationales

- Cointegration

– modele acorrection d’erreur

– utilisation d’unemoyenne mobilepour calculerles composantespermanentes et

transitoires.

Soto (1996) Chili

1978 : 1-1994 : 4

(donneestrimestrielles)

termes de l’echange,depenses publiques,flux de capitaux,barrieres tarifairessur les importations,dette externe, indicede distorsionfinanciere,differentiel detaux d’interet

- decomposition deBeveridge-Nelsondes fondamentaux.

– Cointegration etmodele a correctiond’erreur.

– modele avectransition endogene

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Montiel(1997)

Cinq pays(Indonesie, Malaisie,Philippines,Singapour,Thaılande)

1960-1994

termes de l’echange,degre d’ouverture,depenses publiques,investissementpublic, tauxd’interet etranger,inflation etrangere,ratio de dependance,

tendance lineaire

- Non-stationnariteutilisee commecritere pour classerles fondamentauxcomme permanents

– Cointegration(version modifieede la technique deJohansen)

– modele acorrection d’erreur

Razin etCollins (1997)

Quatre-vingt-treizepays (donnees issuesdes Penn WorldTables)

1975-1992

termes de l’echange,flux de capitaux delong terme, equilibredes ressources,croissance de laproduction par tete,exces de croissancede la monnaie, chocde court terme sur leproduit, absorption

et offre de monnaie

-donnees de panel;

effet fixe.

Elbadawi etSoto (1997)

Sept pays (Cote-d’Ivoire, Ghana,Kenya, Mali, Inde,Chili, Mexique)

1960-1993

termes de l’echange,degre d’ouverture,flux de capitauxde long terme,depenses publiques,investissementpublic, tauxd’interet etranger,

risque pays

version de-Newboldde la technique deBeveridge-Nelson.

– Cointegration

– modele acorrection d’erreura la Phillips et

Loretan

Halpern etWyplosz(1997)

Six economies entransition (Croatie,republiques Tchequeet Slovaque,Hongrie, Pologne etSlovenie).

1990-1995

(la taille del’echantillon estfonction de ladisponibilite desdonnees)

Salaires reelsdes producteursagreges, productivitemarginale dans lesecteur echangeable,taux de chomage,appreciation dutaux de change,differentiels de tauxd’interet.

- modele acorrection d’erreur.

– effet fixe payscapte par laconstante, ainsique par la constante

et le trend.

Baffes,Elbadawi etO’Connell(1997)

Deux pays

(Cote-d’Ivoire,

Burkina Faso)

termes de l’echange,degre d’ouverture,equilibre desressources, part del’investissement,niveau de prix

etrangers

-modele a correctiond’erreur.

– procedure entrois etapes : ordred’integration desvariables, estimation(Engle-Granger,Johansen, calculdu taux de changed’equilibre enutilisant ladecomposition

de Beveridge-Nelson.

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Zhang (2001) Un pays (Chine),

1952-1997

Investissement,depenses publiques,taux de croissancedes exportations,

degre d’ouverture

Tests decointegration a

la Johansen

Xiaopu(2002)

Un pays (Chine)

1980-1999

Termes de l’echange,indicateurd’ouvertureeconomique, rapportdepenses publiques

sur PIB

- Tests decointegration ala Johansen

– Modele acorrection d’erreur,

– Filtre HP.

MacDonaldet Ricci(2003)

Un pays (Afrique duSud)

1970-2001

Taux d’interet reeletranger, PIB reelpar tete, prix degros, indicateurd’ouverturecommerciale,solde budgetaire

rapporte au PIB

- Tests decointegration ala Johansen

– Modele acorrection d’erreur

Bjornland(2004)

Un pays (leVenezuela)

1985-1999

Prix du petrole,la production

manufacturiere

Modele Varstructurel, fonctions

de reponse

Sources : Edwards et Savastano (1994) et calcul des auteurs

ANNEXE 3 : RESULTATS DES TESTS D’INTEGRA-TION SUR DONNEES DE PANEL (IM, PESARAN ET

SHIN, 1997, 2003) POUR L’AFRIQUE, L’AMERIQUELATINE ET L’ASIE7

1) Afrique

Taux de change reel

Niveau Differences premieres

Constante Constante et tendance Constante Constante et tendance

−1.348 −1.69 −2.30 −2.38

7 Toutes les variables sont exprimees en logarithmes.8 La valeur critique a 5 % est de −1.65.9 La valeur critique a 5 % est de −1.65.

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PIB par tete



−0.09 −1, 60 −2.30 −2.38

Termes de l’echange



−0.66 −0.17 −7.77 −5.72

Politique commerciale



−0.55 0.063 −2.33 −7.77

Depenses publiques



−0.79 −1.79 −3.45 −4.05

Investissements directs etrangers



−0.19 −1.62 −2.63 −4.35

Investissement interieur



−0.23 −1.14 −3.89 −3.23

2) Amerique Latine

Taux de change reel



−0.23 −1.43 −3.32 −4.32

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PIB par tete



−0.12 −1, 43 −2.21 −2.54




−0.32 −0.43 −5.45 −5.21




−0.43 −0.98 −3.23 −6.47

Depenses publiques



−1.32 −1.12 −2.31 −3.21




−0.12 −1.43 −2.12 −5.22




−0.41 −1.21 −3.32 −4.23

3) Asie

Taux de change reel



−0.32 −1.67 −2.54 −2.12

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PIB par tete



−0.19 −1, 45 −2.31 −3.45




−0.36 −0.32 −5.47 −6.32




−0.12 −0.43 −2.54 −3.34

Depenses publiques



−0.86 −1.68 −3.32 −4.65




−0.21 −1.42 −2.55 −3.21




−1.32 −1.35 −3.21 −4.67D

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Déterminants de long terme des taux de change réels pour les pays en développement : une comparaison internationale