1

Les Taux de Change d’Équilibre des Pays SudMéditerranéens :

Une estimation à partir de l’économétrie de donnéesde panel non stationnaires.

Hmida LOUHICHI1

CEPN

Université Paris XIII

Résumé :

L’objectif de ce papier est d’estimer les taux de changed’équilibre de 11 pays Sud Méditerranéens entre 1980 et 2008. Lecadre méthodologique que nous retenons repose sur l’approchecomportementale du taux de change d’équilibre (approche BEER) etconsiste à estimer une relation de long terme entre le taux de changeeffectif réel et un certain nombre de fondamentaux. L’estimationéconométrique repose sur l’économétrie de données de panel nonstationnaires. Nos résultats indiquent qu’une augmentation du revenupar habitant, des dépenses du gouvernement, des termes de l’échangeet de la position extérieure nette a tendance à apprécier le taux dechange d’équilibre de long terme des pays considérés, alors qu’uneaugmentation du degré d’ouverture tend à le déprécier.

Mots clés : Taux de change d’équilibre, BEER, cointegration enpanel, Pays Sud Méditerranéens.

Classification JEL: E69, C15, C23, F0, F31.

1 Doctorant au Centre d’Economie Paris Nord, (CEPN)108 Avenue Aristide Briand92220 Bagneux, La FranceTél : +33 6 13 92 37 97louhichi.hmida@gmail.com

2

Introduction :

La détermination d’un taux de change d’équilibre dans les paysémergents fait l’objet d’une vaste littérature tant théoriquequ’empirique. Les premières définitions proposées reposent sur laPPA. Cependant, celle-ci ne semble guère appropriée dans le cas despays émergents dont les niveaux de prix sont beaucoup plus faiblesque dans les pays développés. Dès lors, l’appréciation tendancielle duchange réel est perçue comme un phénomène naturel compte tenu duprocessus de rattrapage de ces pays (effet Balassa-Samuelson). Dansce contexte, ce sont les productivités relatives dans les secteurs desbiens échangeables et non échangeables qui déterminent le niveaud’équilibre du taux de change réel. Pourtant, cette définition n’est paspleinement satisfaisante car elle propose un niveau d’équilibre de"long terme" et ne permet pas de relier le taux de change réel à lasituation extérieure du pays. Une littérature relativement abondante amis en exergue l’importance du taux de change pour des pays entransition comme les pays Sud Méditerranéens en tant qu’instrumentde régulation et devant la nécessité de mettre en œuvre une politiquede change capable d’atténuer, voire d’éliminer, les répercussionsdéfavorables des mésalignements des taux de change. D’autant quel’expérience passée a montré qu’un taux de change durablementinadéquat peut être à l’origine de retombées négatives sur lesperformances et est, généralement, révélateur de dysfonctionnementsstructurels. En effet, de nombreuses difficultés rencontrées parcertains pays durant les années 80 ont été, très souvent, attribuées àdes politiques de change inappropriées. A titre illustratif, certainsauteurs, n’hésitent pas à considérer que l’effondrement du secteuragricole, la stagnation économique et le surendettement d’un certainnombre de pays, notamment des pays Sud Méditerranéens, sontdirectement liés au maintien, pendant une longue période, d’un tauxde change surévalué (Aglietta, Baulant et Coudert, 1999).

Les tenants d’une telle approche considèrent que :

les surévaluations, surtout quand elles persistent dans le temps,sont, généralement, des signes annonciateurs de profondescrises, comme ce fut le cas pour le Mexique en 1994 ou, plusrécemment, pour le Sud-est asiatique;

3

les écarts du taux de change réel par rapport à sa trajectoired’équilibre, sont, souvent, associés à de faibles taux decroissance économique sur le moyen et long terme.

Le Partenariat Euro-méditerranéen entre l’Union Européenne etles pays méditerranéens a été lancé à Barcelone en 1995 afin de fairedu bassin méditerranéen une zone de dialogue, d’échanges et decoopération. Cependant, sous l’effet de ce partenariat et de l’objectifambitieux d’instaurer une zone de libre-échange euro-méditerranéenned’ici à 2010, des processus de libéralisation se sont mis en placeavec, comme caractéristiques communes, une plus grande ouvertureau commerce international et, sur le plan intérieur, des réformes allantdans le sens du recul de l’Etat dans le fonctionnement de l’activitééconomique. Ces changements se sont accompagnés d’adaptationprogressive des politiques budgétaires et monétaires pendant lesdernières décennies.

L’enjeu était alors clair, il s’agissait de permettre aux paysméditerranéens de pénétrer dans les étapes de la transitionéconomique qui suivent l’étape de la stabilisation et de la bonnegestion macroéconomique, à savoir la libéralisation de leurs régimesde commerce et de leurs systèmes financiers, ainsi que l’adoptiond’instruments de politique monétaire fondés sur les mécanismes dumarché. A la lumière de ces changements, les pays méditerranéensont envisagé d’assouplir leurs régimes de change afin de faire face auxchocs extérieurs, de réduire le risque de crises bancaires et decontribuer à la stabilité financière.

Les études concernant la question des taux de change réelsd’équilibre des pays méditerranéens ne sont pas nombreuses.L’objectif poursuivi dans cet article est de déterminer le taux dechange d’équilibre – c’est-à-dire compatible avec les équilibresinterne et externe - des pays Sud méditerranéens. Plusparticulièrement, il s’agit de savoir si les taux de change de ces paysconvergent ou non vers leur valeur d’équilibre afin d’évaluerl’ampleur des déséquilibres qui affectent ces pays. Les calculss’appuient au niveau théorique sur l’approche comportementale du

4

taux de change d’équilibre (approche BEER). Nous estimons uneéquation réduite du taux de change effectif réel où ce dernier estexpliqué par un certain nombre de fondamentaux économiques. Auniveau économétrique l’analyse repose sur les développements récentsen économétrie de données de panel non stationnaires: tests de racineunitaire et de cointégration en panel. En nous basant sur les vecteursde cointégration issue de la méthode Fully Modified OLS, nouscalculons les taux de change d'équilibre afin d’en déduire leur degréde sur ou de sous-évaluation.

La suite de cet article est organisée de la manière suivante. Unepremière section décrit le cadre théorique de l’approchecomportementale du taux de change d’équilibre. La seconde sectionprésente notre démarche économétrique et les résultats auxquels nousaboutissons. La dernière section présente nos principales conclusions.

5

1. Le cadre théorique : l’approche BEER :Dans le cadre des pays émergents, les études empiriques

s’appuient généralement sur l’approche BEER (BehaviouralEquilibrium Exchange Rate). Elles reposent sur l’estimation d’uneéquation réduite où le taux de change réel est régressé sur un certainnombre de fondamentaux censés affecter les équilibres interne etexterne. Cette méthodologie permet de dépasser la disponibilitélimitée des séries de volume de commerce dans les économiesémergentes, qui contraint l’utilisation de la méthodologie deWilliamson ou de tout autre modèle structurel.

1-1- Le modèle de base :

Clark et MacDonald (1999) proposent une modélisationgénérale de l’approche BEER. Elle consiste à retenir un ensemble devariables fondamentales pouvant influencer le taux de change réel delong terme (terme de l’échange, productivité du travail, prix dupétrole, stock d’actifs étrangers nets, taux de chômage…) puis dechercher des relations de cointégration entre le taux de change tq et

ces variables.

Le modèle BEER se décline alors de la façon suivante : Clark etMacDonald (1999) partent de la condition de la parité des tauxd’intérêt pour modéliser le taux de change d'équilibre. :

te

ktte

ktte

kt rrq *,, (1) Où e

ktq est la variation

anticipée en t+k du taux de change réel. ektt

ektt pir , et

ektt

ektt pir ***

, représentent respectivement les taux

d'intérêt réels domestique et étranger. t représente une mesure de la

prime du risque. L’équation (1) peut se réécrire :

te

ktte

ktte

kttt rrqq )( *,,, (2), Si

ekttq , est interprété

comme une composante du taux de change réel espéré dans le "long

terme", on peut le remplacer pare

kttx , dans l’équation

(2) : te

ktte

ktt

ekttt rrxq )( *

,,, (3)

6

En supposant des anticipations rationnelles parfaites, l’équation (3)peut être récrite de la manière suivante :

)( *tttt rrxq (4)

Le taux de change réel peut être écrit comme étant fonction defondamentaux (de long et moyen termes) (x) et de variables à court

terme (z): ),( tttt zxqq (5)

L'estimation du BEER repose sur quatre étapes (Balazs, Laszloet Mac Donald 2005):

1. Estimer tout d’abord la relation entre le taux de change réel, lesfondamentaux et les variables à court terme.

2. Calculer le mésalignement courant en supposant que les variables àcourt terme sont nulles et que les valeurs des fondamentauxcorrespondent aux valeurs observées. Le mésalignement réelcorrespond alors à la différence entre la valeur effective du taux dechange réel et sa valeur d’équilibre.

3. Identifier la valeur d’équilibre de long terme des fondamentaux.Celle-ci est généralement obtenue en décomposant la série encomposantes permanente et transitoire (par exemple, en utilisant unfiltre HP ou une décomposition Beveridge-Nelson).

4. Calculer le mésalignement total, en supposant que les variables àcourt terme sont nulles et que les valeurs des fondamentaux ont atteintleur niveau d’équilibre de long terme. Le mésalignement totalcorrespond à la différence entre la valeur effective du taux de changeréel et sa valeur d’équilibre de long terme.

A partir du cadre méthodologique général développé par Clarket MacDonald nous estimons dans la suite les taux de changed’équilibre des pays Sud Méditerranéens.

7

2-Estimation des taux de change d’équilibre des paysSud Méditerranées :

Dans cette section nous estimons, sur la période allant de 1980 à2008, les taux de change réels d’équilibre des 11 pays SudMéditerranéens suivants : Tunisie, Maroc, Algérie, Lybie, Egypte,Jordanie, Syrie, Israël, Chypre, Turquie et Malte. L’estimation reposesur le cadre théorique du taux de change d’équilibre tel qu’il estdéveloppé par Clark et MacDonald (1999). Ce cadre théorique nouspermet de déterminer le taux de change d’équilibre de long termecomme une fonction de variables réelles (les fondamentaux) etd’étudier l’influence qu’ont les politiques macroéconomiques sur letaux de change réel.

Nous expliquons tout d’abord le cadre méthodologique etensuite la démarche économétrique que nous retenons. Enfin, nousexposons les résultats des estimations ainsi que les principalesconclusions qui peuvent en être tirées.

2.1. Le cadre méthodologique :

2-1-1- L’équation réduite du taux de change réel :

La forme de l’équation réduite que nous cherchons à estimer estla suivante :

(6)

Toutes les variables sont exprimées en logarithme, excepté nfa.

Avec : rerit est le taux de change effectif réel de la monnaie nationaledans le pays i pour l'année t. (YT)i,t : mesure l’effet Balassa Samuelsonselon lequel les pays à forte croissance tendent à se caractériser parune appréciation de leurs rerit (effet Balassa Samuelson). Openit

représente le degré d’ouverture, mesuré par la part du volume desexportations et des importations dans le PIB du pays i pour l'année t. Ilreflète l'impact de la politique commerciale. L’indicateur d’ouverturecapte l’effet des politiques du commerce extérieur sur le rerit. Px

t :termes de l’échange définis comme le rapport des prix desexportations sur les prix des importations. L’effet global de cette

8

variable est cependant ambigu, dans la mesure où le prix deséchangeables est une moyenne pondérée des prix des exportables etdes importables. Govit représente les dépenses publiques ou la detteextérieure sur le montant des exportations. Si l’on suppose quel’essentiel de la dépense publique se porte sur les biens non-échangeables, une hausse de la consommation publique élève lademande de non-échangeables, et donc leur prix, ce qui provoque uneappréciation du taux de change réel d’équilibre. Nfait : la positionextérieure nette en % de PIB. Un pays avec des avoirs nets extérieursexporte des capitaux et bénéficie des revenus du capital. Une positionextérieure nette excédentaire s’accompagne généralement d’uneappréciation du taux de change réel d’équilibre dans la mesure oùcette position créditrice autorise des déficits courants.

2-1-2- Les données :

Les séries de taux de change effectifs réels (REER) sontextraites des Statistiques financières internationales (IFS) du FondsMonétaire International (FMI), excepté pour l’Egypte, la Jordanie, laLibye, la Syrie et la Turquie où les valeurs ont été calculées parl’auteur. Ce taux de change effectif réel est calculé à partir de l’indicedes prix à la consommation et est défini comme l’indice des prixdomestiques rapporté à une moyenne pondérée de l’indice des prix despays partenaires. Une hausse du taux de change effectif réelcorrespond donc à une appréciation réelle de la monnaie domestique.

L’Effet Balassa est mesuré par le rapport entre le PIB PPA parhabitant du pays et la moyenne pondérée du PIB PPA par habitant despays partenaires. Les pondérations appliquées pour le calcul du PIB

PPA sont définies comme suit : où représente la part

du PIB du pays i dans le PIB des pays partenaires (k= 1….n). Les PIBPPA sont issus de la base de données World Economic Outlook(WEO) du FMI.

Les termes de l’échange sont calculés comme le rapport de lamoyenne pondérée des prix des cinq premiers produits exportés par lepays, rapportée à l’indice des prix à l’exportation des produits

9

manufacturés des pays industrialisés (MUV) :

où : represente la part des exportations du produit k dans les

exportations des cinq premiers produits exportés par la pays i, estle prix du produit k sur le marché mondial, obtenu à partir de la baseIFS, est l’indice des prix des exportations de biensmanufacturés des pays industrialisés, disponible dans la base WEO.

Les valeurs de dépenses publiques ont été obtenues à partir desStatistiques financière internationale (IFS) du FMI.

Les données concernant la position extérieure nette (NFA) sontextraites de la base de données de Philip R. Lane et Gian MariaMilesi-Ferretti (2006). Nous avons actualisé les données après 2004en suivant la méthode utilisée par Coudert, Couharde et Mignon(2009) qui consiste à ajouter à la position extérieure nette les soldescourants en dollars.

2-2-Estimation de la forme réduite du modèle

Pour estimer l’équation réduite du taux de change effectif réel,nous recourons à l’économétrie de données de panel non stationnairespour estimer l’équation réduite. L’intérêt de cette méthode consiste àaugmenter la puissance des tests de racine unitaire et de cointegration.

Nous commençons par tester l’ordre d’intégration des sériesavant de tester l’existence ou non d’une relation de coïntégration entrele taux de change réel et les fondamentaux et d’estimer la formeréduite de notre modèle théorique (équation (6)).

2-2-1- Tests de racine unitaire

Les tableaux 1et 2 donnent respectivement les résultats des testsde racine unitaire selon Levin, Lin & Chu, Breitung (2000), IPS(2003), Philip Perron et Hadri (2000).

Les tests de Levin, Lin & Chu, Breitung et de Hadri sont baséssur un processus commun de racine unitaire. Les deux premiers tests(Levin, Lin & Chu et Breitung) se fondent sur l’hypothèse nulle deracine unitaire, alors que le test de Hadri se fonde sur l’hypothèse

10

nulle d’absence de racine unitaire. L'hypothèse selon laquelle lesparamètres autorégressifs sont communs aux individus sousl'hypothèse alternative constitue une hypothèse plutôt restrictive sur ladynamique de la variable. Pour cette raison, nous considéronségalement deux autres tests. Le test IPS (Im, Pesaran et Shin, 2003)tient compte de l'hétérogénéité du coefficient autorégressif sousl'hypothèse alternative. Ainsi, sous l'hypothèse alternative, certainesvariables sont non stationnaires alors que d’autres peuvent êtrestationnaires. Comme le test d’IPS, les tests de Philip Perron sontfondés sur l'hypothèse selon laquelle le coefficient autorégressif n’estpas le même entre les individus.

Tous les tests indiquent que les séries utilisées sont nonstationnaires en niveau et stationnaires en différences premières(tableaux 1 et 2). Les variables étant donc toutes intégrées d’ordre unI(1), leur combinaison linéaire doit donc suivre un processusstationnaire I(0).

Tableau 1 : Tests de Racine Unitaire en Panel: En Niveau

Null: Unit root (assumes individual unit root process)2Null: NO Unit

root3

Levin, Lin &Chu Breitung IPS Philip Perron Hadri

AT* ST AT ST AT ST AT ST AT ST

RER 0.0517 0.1591 0.8310 0.7658 0.3719 0.0002 0.0682 0.0006 0.0000 0.0000

GOV 0.0004 0.0003 0.1173 0.0205 0.0001 0.0016 0.0000 0.0001 0.0000 0.0000

NFA 0.7681 0.8405 0.4587 0.8809 0.1680 0.9251 0.3390 0.5342 0.0000 0.0000

OPEN 0.9979 0.9998 1.0000 0.3070 0.6388 0.9997 0.0276 0.4615 0.0000 0.0000

P 0.9044 0.0000 0.9427 0.0035 0.0000 0.0001 0.0000 0.0070 0.0000 0.0000

Y 1.0000 1 .0000 1.0000 0.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.0000 0.0000 0.0000

2 Si les valeurs (P-value) sont supérieures à 0 on accepte l’hypothèse de nonstationnarité des variables.3 Si les valeurs (P-value) sont supérieures à 0 on accepte l’hypothèse de stationnaritédes variables.* AT : avec trend, ST : sans trend

11

Tableau 2 : Tests de Racine Unitaire en Panel: En Différence Première

Null: Unit root (assumes individual unit root process)Null: NO Unit

root

Levin, Lin &Chu Breitung IPS Philip Perron Hadri

AT ST AT ST AT ST AT ST AT STRER 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000GOV 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000NFA 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000OPEN 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000P 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000Y 0.0006 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000

2-2-2- Test de cointégration

Les tests de racine unitaire en panel ont été étendus à l’étude destests de cointégration en panel. Pedroni (1996) a développé plusieursstratégies de tests, ainsi que Kao (1999), Kao & Chiang (1999), McCoskey & Kao (1998). Ces tests de cointégration en panel sont fondéssur les tests de racine unitaire des résidus de Banerejee (1999). Nousintroduisons ici les tests de Pedroni (1999) qui peuvent s’appliquer àun modèle caractérisé par des régresseurs multiples.

Pedroni (1999, 2003) propose une extension au cas où lesrelations de cointegration comprennent plus de deux variables. Lestests de Pedroni prennent en compte l’hétérogénéité par le biais deparamètres qui peuvent différer entre les individus. Une tellehétérogénéité peut se situer à la fois au niveau des relations decointégration et au niveau de la dynamique de court terme. Ainsi sousl’hypothèse alternative, il existe une relation de cointégration pourchaque individu du panel. La prise en compte d’une tellehétérogénéité constitue un avantage puisqu’en pratique, il est rare queles vecteurs de coïntégration soient identiques d’un individu à l’autredu panel.

Les résultats reportés dans le tableau 3 confirment l’existenced’une relation de cointégration entre le taux de change réel d’équilibreet les variables fondamentales. Toutes les statistiques à l’exception dela statistique panel ν (-0.57810) rejettent l’hypothèse nulle d’absencede cointegration.

12

Tableau 3 : Les tests de cointégration de Pedroni4 (1999)panel v-stat -0.57810panel rho-stat -3.20119panel pp-stat -15.01846panel adf-stat -11.40004group rho-stat -2.14161group pp-stat -17.19222group adf-stat -12.59969

2-2-3- Estimation des vecteurs de cointégration :

Les méthodes développées par Pedroni (1999) permettentseulement de tester l’existence d’une relation de cointegration entre letaux de change réel et les fondamentaux, mais elles ne permettent pasd’estimer un vecteur de cointégration. Si ces tests indiquent que lesvariables sont cointégrées, dans ce cas il est possible d’utiliserplusieurs méthodes de cointégration telles que la méthode PooledMean Group (PMG) développée par Pesaran & alii (1999) etl’estimateur du Fully Modified (FMOLS) développé par Pédroni(1996, 1999).

La méthode FMOLS permet de tenir compte des problèmesd’endogénéité du second ordre des régresseurs (engendrée par lacorrélation entre le résidu de cointégration et les innovations desvariables I (1) présentes dans la relation de cointégration) et despropriétés d’autocorrélation et d’hétéroscédasticité des résidus. Elleprésente l’avantage de donner des résultats plus robustes que laméthode usuelle des MCO lorsque les échantillons sont de petitetaille. En outre, les distributions asymptotiques des estimateurs baséssur la méthode FM-OLS sont non biaisées et ne dépendent pas desparamètres de nuisance.

Pesaran & alii (1999) considèrent un modèle où les paramètresde long terme sont supposés homogènes et ceux de court termehétérogènes. Ils proposent le Pooled Mean Group qui est unestimateur qui permet de rendre en compte l’hétéroscédasticité desrésidus. Cette approche, qui est basée sur l'estimation avec maximum

4 Si le statistique panel est supérieur à 1,6445 on accepte l’hypothèse decointégration. Pour toutes les autres statistiques on accepte l’hypothèse decointégration si leurs statistiques est inférieur à 1,6445.

13

de vraisemblance, fournit un cadre normal. La détermination deprésence d’homogénéité est basée sur le test de Hausman.

Le tableau 4 (Voir Annexes) présente les vecteurs decoïntégration obtenus à partir des deux méthodes PMG et FMOLS.

L’estimation par les deux méthodes PMG et FMOLS montreque les fondamentaux exercent un impact significatif sur le taux dechange réel. Cependant, la comparaison des résultats des différentsestimateurs montre de grandes différences dans la taille descoefficients. Les signes des coefficients montrent qu’uneaugmentation de Y, P, GOV et NFA provoquent une appréciation dutaux de change réel d’équilibre, alors qu’une augmentation du degréd’ouverture (OPEN) provoque une dépréciation réelle.

Nous utiliserons dans la suite le vecteur de cointégration obtenuà partir de l’approche FMOLS pour calculer les taux de changed’équilibre. La décision pour préférer une méthode aux autres dépendcrucialement de leurs propriétés. En principe, le FMOLS exige peu deconditions et tend à être plus robuste. Pedroni (2000) constate que leFMOLS a les propriétés satisfaisantes même pour de petits panels si Test plus grand que le N. Vu notre échantillon T = 29 et N = 11, lesrésultats disponibles suggèrent que l'estimateur mis en commun deFMOLS ont les meilleures propriétés.

2-3- Les résultats :

Nous calculons les valeurs d'équilibre du taux de change dechaque pays à partir du vecteur de cointégration. Les valeurs de longterme des fondamentaux sont calculées en utilisant le filtre deHodrick-Prescott avec un coefficient de lissage =25.

Les graphiques (voir Annexes) reportent la valeur observée dutaux de change effectif réel et sa valeur d’équilibre. Compte tenu de ladéfinition du taux de change effectif réel, une valeur observéesupérieure à la valeur d’équilibre traduit une surévaluation réelle.L'examen de l'évolution des taux de change effectifs réels des paysSud Méditerranéens par rapport à leur niveau d’équilibre, au cours dela période 1980-2008, permet de distinguer plusieurs tendancesdistinctes. Une phase de surévaluation au cours des années 80 suivied’une phase de sous-évaluation au cours des années 90 et 2000

14

(à l’exception de la Turquie). Un tel résultat peut s’expliquer par lamise en place de régimes de changes plus flexibles, qui a accompagnéle processus de libéralisation financière de ces pays. La surévaluationréelle des années 80 est due principalement à la détérioration ducommerce extérieur et du compte courant suite à une période derécession économique et au déclin des revenus pétroliers dans lesannées 80.

Dinar Algérien : La surévaluation du Dinar Algérien (DA) quiatteint 46% en 1986 est due principalement à la détérioration ducommerce extérieur et du compte courant suite à la chute des prix dupétrole en 1986. Le déficit budgétaire financé par la créationmonétaire a eu comme conséquence des pressions inflationnistes et untaux de change surévalué. Le mésalignement s'est élevé à 38% en1989 et 27% en 1990 du à un rétablissement provisoire du prix dupétrole lié à la guerre du Golfe. L'Algérie a adopté un programme delibéralisation en 1992-1993, suivi par l’adoption en 1994 d’unprogramme d’ajustement structurel proposé par le FMI et la banquemondiale, ainsi que la signature des accords de libre-échange avecl’Union européenne en 1995. L'amélioration des prix du pétrole en1996-1997 et 2002-2003 a contribué de manière significative à rétablirles déséquilibres externes. En 2007, le DA était sous-évalué d’environ16%.

Dirham Marocain : L’économie marocaine se fondeessentiellement sur l’agriculture et sur l’exploitation de ses ressourcesen matières premières, tel que le phosphate. Les sécheresses desannées 90 ont ramené la croissance potentielle à un niveau plus faible,ce qui explique la surévaluation réelle qui traduit une dégradation dela balance courante et qui atteint 15% en 1994. Le manque decompétitivité des produits marocains aurait dû pousser les autorités àdévaluer la monnaie depuis plusieurs années. Ces derniers ontpréféré concentrer leurs efforts sur la consolidation du systèmefinancier et l’allégement du fardeau de la dette. Il aura fallu attendreavril 2001 pour que les autorités dévaluent la valeur du dirham de 5%. Elles ont en fait modifié la pondération des différentes devises quicomposent le panier en donnant une plus grande importance à l’euroau détriment du dollar, suite à l’intégration croissante du Maroc dans

15

l’union européenne, ce qui a contribué à la sous-évaluation du dirham,20% en 2005, qui a été accompagnée d’une amélioration du déficitde la balance courante (l’augmentation des transferts de l’étrangeret des revenus de la privatisation).

Livre égyptienne : D’abord, nous observons qu’elle a étéfortement surévaluée, 29% en 1984, ensuite fortement sous-évaluée,40% en 1990, jusqu’à la réforme de 1991 qui a entraîné uneconvergence du taux de change réel effectif vers son niveaud’équilibre. Avec le début du programme de la réforme économiqueen 1991, le gouvernement égyptien a unifié le système des taux dechange et a annoncé l’adoption du régime à flottement administré. Enfait, le taux de change a été dévalué en 1991-1992, avec un fortexcédent de la balance courante. A partir de 1997, le taux de changeégyptien est devenu sujet à de nombreux chocs externes comme lacrise de l’Asie de l’Est au milieu de l’année 1997 qui a provoqué unflux de capitaux, un ralentissement des investissements du marchédes capitaux. La dévaluation des devises asiatiques a rendu leursexportations plus compétitives, ce qui a conduit à une augmentationdes importations égyptiennes à partir de ces pays, augmentant ainsi ledéficit commercial. En janvier 2001, le gouvernement a décidé dedévaluer la livre égyptienne. Malheureusement, les effets négatifs deschocs exogènes de 1997-1998 ont été aggravés surtout après lesévénements du 11 Septembre 2001, avec un déclin supplémentairedu tourisme et des revenus du canal du Suez. Les conséquencesdes attaques terroristes de New York, la guerre en Afghanistan et laviolence accrue Israélo-palestinienne aux frontières de l’Egypte, ontassombri l’image de l’Egypte comme une localisation attractive pourles investissements étrangers. En même temps, le contrôle descapitaux imposé par les autorités (en 2003) a encouragé lesopérations du marché noir, ce qui met le taux de change souspressions. Ainsi, nous observons qu’il y a forte surévaluation, 49% en2007.

Dinar Tunisien : la période 1980-1984 a connu une fortedemande interne et des tensions inflationnistes qui ont contribué à uneréelle surévaluation de la devise nationale. Cependant, la récession et

16

les problèmes de la balance des paiements de la moitié des années 80ont exercé une pression significative sur le dinar. Pour répondre àceci, des tentatives ont été entreprises en 1985 pour stabiliser le tauxde change en changeant la composition du panier des monnaies. Cesmodifications ont été inefficaces, menant par conséquent les autorités,à l’adoption du programme d’ajustement structurel en 1986 et à uneforte dépréciation nominale du dinar, ce qui explique la sous-évaluation durant la période 1989-1994. Entre 1994-2000, Il convient,toutefois, de souligner que, bien qu’il y ait sous-évaluation du Dinarpar rapport à son niveau d’équilibre durant cette période, nouspouvons constater que le taux de change suit la trajectoire du taux dechange d’équilibre. En effet, à partir de 1994 jusqu’en 2000, unetendance inverse est observée et correspond à une diminution continuede cet écart et donc, à un rapprochement du taux de change vers sonniveau d’équilibre annulant ainsi la surévaluation des années passées,de sorte qu’en 2000, le taux de change est proche de son équilibre.Une telle tendance traduit en fait la stratégie mise en œuvre cesdernières années consistant à assurer la stabilisation du taux de changeréel du Dinar. Ce qui laisse penser que l’objectif de stabilisation duDinar est en voie de réalisation. La dévaluation du dinar de 5% en2003 afin d’encourager les exportations explique la sous-évaluation dudinar qui atteint 20% environ en 2007.

La Livre Turque : la surévaluation de la Livre turque (LT) estla plupart du temps due aux déficits des secteurs publics excessifs etpersistants qui produisent des taux d'inflation élevés (50 pour cent enmoyenne au cours de la période 1985-1989). Malgré le déficit de sabalance de paiement, la Turquie a commencé à recevoir des entrées decapitaux substantielles dans la fin des années quatre-vingt, après saforte stratégie tournée vers l'extérieur et la pleine libéralisation ducompte capital. Pour le cas de la Turquie nous pouvons conclure quele taux de change est très proche de son niveau d’équilibre. Il semblebien que la stabilisation de l’économie turque passe par la stabilisationde sa monnaie sur les marchés internationaux, à la fois pour que leséchanges de marchandises (et de services) et les mouvements decapitaux à l’entrée ou à la sortie s’établissent sur des bases durables.

17

Shekel Israélien : le commerce extérieur israélien a évolué defaçon assez sensible depuis la décennie 80 ; une réorientation nette deséchanges extérieurs d'Israël s’est manifestée: le pays accroît ses achatsà l'Europe et diminue ceux aux Etats-Unis, mais en revanche il vendde plus en plus aux Etats-Unis et à l'Asie et de moins en moins àl'Europe occidentale. A partir de 1986 et jusqu’en 2001 le taux dechange réel passe au-dessus du taux de change d’équilibre. Cecitraduit une surévaluation du Shekel par rapport à sa valeur d’équilibrequi atteint 13% en 1997. Cela est dû à la dégradation des termes del’échange et à l’ouverture de l‘économie israélien depuis 1986.

Livre Chypriote : la conclusion principale qui peut être tirée estque le taux de change réel a été sous-évalué durant la période 1980-1985 (20% en 1984) mais à partir de 1986, le taux de change réel esttrès proche de son niveau d’équilibre. La variation de mésalignementen % entre le taux change réel et le taux de change d’équilibre est trèspetite (de -3% à +5,5%) pendant la période 1986-2007. Cela est dûgénéralement au force exercé par les fondamentaux. Ainsi, la baissedes dépenses publique et du degré d’ouverture était la principalesource pour que le taux de change d’équilibre converge vers sa valeurd’équilibre.

Lire maltaise : la surévaluation de la Lire maltaise qui atteint25% en 1985, résulte de la détérioration des termes de l'échange dû àla baisse des prix de produits électroniques et au déclin des capitauxétrangers nets. La période de 1990 à 2000 montre que le tauxd’équilibre est au-dessus du taux de change réel, la Lire maltaise estsous-évaluée d’environ 6% en 1996. Ce résultat est dû essentiellementà la dévaluation de la Lire maltaise d’environ 10% en 1992 et à laforte croissance des années 94-96. Malgré l’adhésion de Malte àl'Union européenne, la croissance stagnée depuis 2004. Cette lentecroissance a reflété la faiblesse des exportations et la perte decompétitivité envers ces partenaires commerciaux, dû à lasurévaluation de 10% en 2007.

18

Le Dinar Jordanien, le Dinar Libyen et la Livre Syrienne:En analysant l’évolution du taux de change réel par rapport à sonniveau d’équilibre de la Syrie, de la Jordanie et de la Lybie, nousconstatons que le taux de change réel est en dessous de son niveaud’équilibre à partir de 1991. Cela est dû à l’augmentation des revenuspétroliers. Durant cette période, l’excédent commercial était laprincipale source pour que ces trois pays augmentent leurs dépensespubliques. C’est une politique adaptée pour éviter une surévaluationde leurs monnaies. La période de 1980-1990 a été caractérisée par unesurévaluation remarquable (60% de la Lire syrienne, 40% de la Livrelibyenne et 50% du dinar jordanien). Cette surévaluation est duegénéralement au déclin des revenus pétroliers dans les années 80.

19

Conclusion :

L’objectif de cet article était d’estimer les taux de changed’équilibre de 11 pays Sud Méditerranéens entre 1980 et 2008. Notrecadre théorique repose sur l’approche comportementale du taux dechange d’équilibre (BEER). Nous avons estimé une relation de longterme entre le taux de change effectif réel et un certain nombre defondamentaux. L’estimation économétrique repose sur l’économétriede données de panel non stationnaires. Nos résultats indiquent qu'àmoyen et à long terme, le taux de change réel dépend du PIB PPA partête, des dépenses du gouvernement, des termes de l’échange, dudegré d’ouverture et de la position extérieure nette. Nous montronsqu’une augmentation du revenu par habitant, des dépenses dugouvernement, des termes de l’échange et de la position extérieurenette a tendance à apprécier le taux de change réel d’équilibre, alorsqu’une augmentation du degré d’ouverture tend à le déprécier.

Les pays sud méditerranéens ont connu une période desurévaluation significative de leur monnaie au cours des années 80.Cependant, la surévaluation de leur monnaie a diminué à partir desannées 90 (à l’exception de la Turquie). Cela est dû à la mise en placede régimes de change plus flexibles pour un certain nombre de pays età une meilleure gestion macroéconomique pour d’autres.

20

BIBLIOGRAPHIE

Aglietta M, Baulant C et Coudert V, "Pourquoi l’euro sera fort : uneapproche par les taux de change d’équilibre", Revue Economique, vol49, n°3, mai 1998.

Balazs, Laszlo et Mac Donald (2005), "Equilibrium Exchange Ratesin Transition Economies", THE WILLIAM DAVIDSON INSTITUTE.

Clark, Peter et MacDonald (1999), "Exchange rates and economicfundamentals: a methodological comparison of BEERs and FEERs",International Monetary Fund.

Clark, Peter et MacDonald (2000), "Filtering the BEER- A permanentand transitory decomposition", International Monetary Fund, IMF.

Coudert, V, Couharde C et Mignon V (2009), "Do Terms of TradeDrive Real Exchange Rates? Comparing Oil and CommodityCurrencies", CEPII.

Hurlin C et Mignon V (2007), "Une synthèse des tests decointégration sur données de Panel", Economie et prévision.

Kao C (1999),"Spurious regression and residual-based tests forcointegration in panel data", Journal of Econometrics, 90, 1-44

Kao C et Chiang M (2000),"On the estimation and inference of acointegrated regression in panel data", in B. Baltagi and C. Kao (eds).

McCoskey S Kao C (1998), "A residual-based test of the null ofcointegration in panel data", Econometric Reviews, Vol. 17, pp. 57.84.

Pedroni, P (1999), "Critical values for cointegration tests inheterogeneous panels with multiple regressors", Oxford Bulletin ofEconomics and Statistics, S1, 61, 653-670.

Pedroni, P (2004), "Panel cointegration. Asymptotic and finite sampleproperties of pooled time series tests with an application to the PPPhypothesis", Econometric Theory, 20, 597-625.

21

Pedroni, P. (1996a), "Fully Modified OLS for HeterogeneousCointegrated Panels and the Case of Purchasing Power Parity".Department of Economics, Indiana University.

Lane P, Maria G et Ferretti M (2006), "Exchange Rates and ExternalAdjustment" The Institute for International Integration Studies series.

Pesaran, S et Smith (2003) "Pooled Mean Group Estimation ofDynamic Heterogeneous Panels" Journal of American Statistical.

22

ANNEXES :

Tableau 4 : Estimation des vecteurs de cointégration : Graphiques d’évolutions de REER et BEER5 :_ _ _ : BEER ─── : REER

Graphiques d’évolution de REER etBEER5 :

5 REER : Taux de change effectif réelBEER : Taux de change d’équilibre

Si REER >BEER traduit une surévaluation.

PMG FMOLSVariable Coeff T-Stat Coeff T-Stat

Rert-1 0.89 34.42 ***** *****Y -0.31 -2.44 -0,49 -6.18

OPEN 0.08 2.25 0,37 -4.17P -0.02 -1.97 -0,12 -2.99

GOV -0.10 -1.99 -0,17 -2.90NFA -0.13 2.28 -0,34 -9.94

23