4.4. Calcul des taux de change fondamentaux

Détermination du taux de change fondamental du Franc CFA dans la CEMAC
Determination of the fundamental exchange rate of the CFA Franc in the “CEMAC”
Abstract:
This paper empirically investigates the relationship between the Real Effective
Exchange Rate (REER) and its fundamentals in the ”CEMAC” in order to measure the
misalignment of the ”CFA franc”. The Equilibrium approach is based on the Behavioral
Equilibrium Exchange Rate (BEER) proposed by Clark and MacDonald (1998). We use
successively unitroot tests of Levin and Lin, and Im, Pesaran and Shin; cointegration tests of
Johansen and Westerlund and find strong evidence of the existence of long-run relationship
between the REER and its fundamentals. The model is estimated using the Dynamic Ordinary
Least Squares (DOLS). The results obtained indicate a tendency towards overvaluation of real
exchange rates in the five last years (2005-2010).
Keywords: BEER, CEMAC, Cointegration, DOLS, EER, REER, misalignment,
panel, unitroot
Résumé:
Cet article étudie empiriquement le rapport entre le taux de change d’équilibre réel
(TCER) et ses fondamentaux dans la "CEMAC" afin d’évaluer le mésalignement du "franc de
CFA". L'approche d'équilibre est basée sur le Taux de Change d'Equilibre Comportemental
(TCEC) proposé par Clark et MacDonald (1998). Nous faisons successivement appel aux tests
de racine unitaire de ; Levin et Lin, et Im, Pesaran et Shin ; les tests de cointegration de
Johansen et de Westerlund qui mettent en évidence une relation de long terme entre le TCER
et ses fondamentaux. Le modèle est estimé en utilisant les Moindres Carrés Ordinaires
Dynamiques (MCOD). Les résultats révèlent une surévaluation du TCER cinq dernières
années (2005-2010).
Mots clés: TCEC, CEMAC, Cointégration, MCOD, TCER, Mésalignement, Panel,
Racine unitaire
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Sommaire
1. Introduction ....................................................................................................................... - 1 2. Le taux de change : une brève revue de la littérature ........................................................ - 1 2.1. Quelques concepts relatifs au taux de change ............................................................ - 2 2.2. Théories explicatives du taux de change .................................................................... - 3 2.3. Modèles de détermination des taux du change d’équilibre ........................................ - 4 2.4. Quelques évaluations empiriques ............................................................................... - 5 3. Spécification du modèle et méthodologie ......................................................................... - 7 2.1. Choix des variables explicatives ................................................................................ - 7 2.2. Formulation du modèle .............................................................................................. - 7 2.3. Tests de racine unitaire ............................................................................................... - 8 2.4. La notion de cointégration.......................................................................................... - 8 4. Evaluation empirique du taux de change fondamental du Franc FCFA ........................... - 9 4.1. Analyse de l'évolution des séries ................................................................................ - 9 4.2. Analyse de la stationnarité des séries et test de cointégration .................................. - 11 4.3. Estimation du modèle ............................................................................................... - 12 4.4. Calcul des taux de change fondamentaux ................................................................ - 13 5. Conclusion ....................................................................................................................... - 14 -
-1-
1. Introduction
Les crises de change les plus retentissantes des dernières décennies sont intervenues
dans des contextes de taux de change fixe, si l’on définit cette catégorie au sens large. Ceci est
vrai pour les crises à l’intérieur du mécanisme de change européen en 1992-1993, au Mexique
en 1994-1995, dans les pays d’Asie du sud-est en 1997, en Russie en 1998, au Brésil en 1999,
en Turquie en 2001. Dans ces épisodes, durant les années précédant la crise, la fixité du taux
de change nominal ou sa dépréciation trop faible (en ce qui concerne les systèmes à parité
rampante), avait conduit à une appréciation du taux de change réel, entraiınant une
dégradation de la balance courante. Cette situation avait engendré la suspicion des
investisseurs à l’égard d’une surévaluation éventuelle de la monnaie, déclenchant des sorties
de capitaux spéculatives et infine une crise ouverte sur le marché des changes. Dans la zone
franc, la détérioration des conditions économiques a abouti à la dévaluation du franc CFA en
1994. A la fin de l’année 2011, on est en droit de s’intérroger sur une éventuelle dévaluation
du franc CFA en dépit des indicateurs assez rassurants (le taux de couverture extérieure de la
monnaie est supérieur à 20 pour cent et le montant des réserves de change supérieur à 6000
milliards). Par ailleurs, la parité du franc CFA par rapport au franc français puis l’euro n’a pas
été modifiée depuis 1994 en dépit d’un contexte économique amélioré. La théorie économique
enseigne qu’une monnaie sous-évaluée permet d’accroitre la compétitivité des pays. C’est le
cas par exemple de la Chine qui est accusée de maintenir le niveau du Yuan artificiellement
bas. Par ailleurs, la sur-évaluation d’une monnaie sur une longue période conduit
inéluctablement à une crise de change, particulièrement en régime de change fixe. Cela suscite
une question: le franc CFA est-il sur-évalué? Sous-évalué ? L’objectif du présent travail est de
déterminer le taux de change d’équilibre fondamental des pays de la CEMAC. En effet, la
mesure d’une sur-évaluation ou d’une sous-évaluation n’est possible que si l’on connait le
niveau du taux de change d’équilibre. Plus spécifiquement, il sera question de calculer le taux
de change effectif réel, d’estimer une fonction du taux de change effectif réel, de déterminer le
taux de change réel, de procéder à une comparaison spatiale et temporelle de l’évolution du
taux de change effectif réel dans la CEMAC.
L’hypothèse de notre étude est que le taux de change effectif réel dans la CEMAC
dépend des variables explicatives fondamentales de l’économie. Afin de mener à bien cette
étude, l’approche méthodologique sera basée essentiellement sur l’analyse des données de
panel. L’avantage d’une telle démarche est qu’elle permettra de tester l’homogénéité des
comportements du taux de change en fonction des variables fondamentales retenues. Par
ailleurs, cette méthode permet de résoudre les problèmes liés à la faible longueur de
chroniques disponibles. La méthode de panel abordée ici concerne l’analyse de la stationnarité
et de la cointégration sur données de panel ainsi que des méthodes d’estimations sur données
de panels.
Le reste du document est organisé en quatre sections. Dans la section 2, nous
présentons une revue de la littérature théorique et empirique du taux de change. Ensuite, la
section 3 est consacrée à la présentation de l’approche méthodologique retenue. L’évaluation
empirique du taux de change fondamental dans les économies de la CEMAC proprement dite
fait l’objet de la section 4. Enfin la section 5 conclut.
2. Le taux de change : une brève revue de la littérature
Les théories explicatives du taux de change font l'objet d'une vaste littérature théorique
et empirique. Dufrenot et al. (1994) offrent une intéressante revue de la littérature en
distinguant les approches statiques d'une part et les approches dynamiques d'autre part. Les
-1-
approches statiques cherchent à comprendre les facteurs qui influencent l'équilibre du marché
des changes. Il s'agit des approches traditionnelles (conditions de parité, modèle de MundellFleming...). Par contre, les approches dynamiques expliquent l'évolution du taux de change au
cours du temps. Cette section présente une revue de la littérature non exhaustive du taux de
change en deux moments. Après avoir défini quelques concepts relatifs au taux de change
nous présentons ces différentes théories explicatives du taux de change, et quelques études
empiriques.
2.1. Quelques concepts relatifs au taux de change
De manière générale, le taux de change désigne le prix d'une monnaie (nationale) en
une autre (devise). Il peut être appréhendé de plusieurs manières.
Le taux de change nominal est le prix d'une monnaie exprimée en une autre monnaie.
C'est le nombre d'unités monétaires que l'on peut obtenir en échange d'une unité d'une autre
monnaie. Le taux de change nominal ou courant, que constate le marché des changes, est côté
de deux façons, au certain et à l'incertain. Le taux de change au certain est le nombre d'unités
de monnaie étrangère que l'on peut obtenir avec une unité de monnaie nationale. Le taux de
change à l'incertain est le nombre d'unités de monnaie nationale qu'il faut fournir pour avoir
une unité de monnaie étrangère.
La définition du taux de change nominal ne reflète pas les différences de pouvoir
d'achat qui existent entre les monnaies. Pour cela, il faut calculer un taux de change réel qui
permette de comparer les prix des biens entre deux pays. On appelle taux de change réel
(TCR) le taux de change nominal entre deux monnaies déflaté des prix. Plusieurs calculs du
TCR sont possibles. On peut calculer le TCR sur la base des prix relatifs à la consommation,
ou à partir des termes de l'échange internationaux, ou encore sur la base des termes de
l'échange internes. Ainsi, nous avons les trois définitions suivantes du TCR:
Où
et désignent les prix des biens échangeables et des biens non
échangeables.
Le Taux de change effectif désigne taux de change moyen d'une monnaie avec un
ensemble de devises. En effet, au cours d'une même période, une monnaie peut s'apprécier par
rapport à certaines devises et de déprécier par rapport à d'autres. En outre, pour un pays, les
différentes devises n'ont pas la même importance. Ainsi, le taux de change effectif est une
moyenne pondérée (par le poids de chaque pays dans le commerce extérieur du pays
concerné) des taux de change bilatéraux. On peut également calculer un taux de change
effectif réel (TCER), moyenne pondérée des TCR bilatéraux (entre les monnaies prises deux à
deux).
Le taux de change au comptant est le taux de change utilisé dans les opérations de
change au comptant ; c'est celui qui a été défini ci-dessus, appelé aussi taux nominal ou taux
courant. Le taux de change à terme est le taux de change négocié à une date donnée pour une
livraison future de marchandises et toute opération de change à terme entre deux devises.
Le taux de change d'équilibre désigne dans la présente étude le taux de change
déterminé par les fondamentaux d'une monnaie (CFA). Les fondamentaux étant les variables
qui ont un lien de causalité avec ladite monnaie.
-2-
2.2. Théories explicatives du taux de change
Cette sous-section présente quelques théories explicatives du taux de change.
2.2.1. Théorie de la Parité du Pouvoir d'Achat (PPA)
Selon la PPA, le taux de change bilatéral entre deux monnaies est déterminé par le
rapport des pouvoirs d'achat interne des deux monnaies considérées. Il assure l'égalité des
pouvoirs d'achat entre les deux monnaies. Avec une certaine quantité de monnaie d'une zone
donnée, un agent économique doit pouvoir se procurer un même panier de biens dans la zone
et hors de la zone, une fois la monnaie convertie. C'est la loi du prix unique. On distingue
deux versions de cette théorie: une version absolue et une version relative.
La PPA absolue est la transposition au niveau macroéconomique de la loi du prix
unique, qui concerne des biens individuels. Elle stipule que le niveau général des prix doit être
le même dans tous les pays quand il est exprimé dans la même monnaie, ou encore que le taux
de change réel doit être égal à un:
où
désignent respectivement les niveaux des prix dans le pays et à l'étranger; les taux de change
nominal et réel. Cette condition résulte de l'arbitrage entre biens étrangers et biens nationaux
qui est supposé prévaloir sur des marchés parfaitement concurrentiels.
La PPA relative s'intéresse aux variations plutôt qu'au niveau du taux de change. Elle
modifie la loi du prix unique et permet d'expliquer des situations où les prix étrangers et
nationaux ne sont plus égaux qu'à une constante près:
où k représente l'écart
constant entre les prix. Les modifications du taux de change nominal permettent de maintenir
le taux de change réel k à une valeur constante qui n'est plus forcément l'unité.
2.2.2. Approche par les élasticités
Dans ce type d'approche, les fluctuations du taux de change sont expliquées par les
élasticités des fonctions de demande d'importation et d'exportation. Les hypothèses de cette
approche sont les suivantes:
H1: L'économie est constituée de deux secteurs. L'un produit des biens et services
échangeables et l'autre, des biens et services non échangeables. Leurs prix, libellés en
monnaie nationale, ne dépendent pas du taux de change (du moins à court terme).
H2: La fonction de demande d'importation
dépend du prix des importations
exprimé en monnaie nationale
, et celle d'offre d'importation
, du prix des
importations exprimé en monnaie étrangère
. Leurs élasticités s'écrivent:
H3 : De même, les fonctions de demande d'exportation
et d'offre d'exportation
, qui dépendent des prix des exportations exprimés respectivement en monnaie
étrangère et en monnaie nationale, ont pour élasticités respectives :
Les équilibres de la balance courante, des marchés d'importation et d'exportation
s'écrivent:
-3-
Les fluctuations du taux de change S permettent d'assurer les trois équilibres. Ainsi,
l'impact d'une augmentation exogène de la demande pour les biens exportés est obtenu en
différenciant le système formé par les équations par:
Il apparaît que la monnaie s'apprécie à la suite d'une hausse exogène de la demande de
biens exportés si la condition de Bickerdike-Robinson-Metzler est vérifiée, c'est-à-dire:
2.2.3. Théorie de la Parité des Taux d'Intérêt (PTI)
La PTI établit un lien entre le différentiel des taux d'intérêt, le taux de change et le
taux de change anticipé. Selon que les agents se couvrent ou pas contre le risque engendré par
la variation non anticipée du taux de change, on distingue deux versions de la PTI.
2.3. Modèles de détermination des taux du change d’équilibre
2.3.1. Approche de Williamson (FEER)
Le Taux de Change d'Equilibre Fondamental (TCEF), en anglais Fundamental
Equilibrium Exchange Rate (FEER), proposé par Williamson (1985) est le taux de change qui
assure à moyen terme la réalisation simultanée de l'équilibre interne et de l'équilibre externe.
L'équilibre interne est atteint lorsque le niveau de production permet le plein-emploi sans
inflation. L'équilibre externe est défini comme la situation où le solde de la balance courante
est soutenable.
Le calcul des taux de change d'équilibre fondamentaux nécessite donc de connaître
d'une part l'écart entre la production réalisée et la production potentielle (équilibre interne),
d'autre part l'écart entre le solde courant observé et celui jugé « soutenable » (équilibre
externe). Mais, la définition des deux références (croissance potentielle et le niveau «
soutenable » de la balance courante) est loin de faire l'unanimité. Pour cette raison, cette
approche est souvent qualifiée de normative. Certains auteurs préfèrent alors parler de DEER
(Desired Equilibrium Exchange Rate) plutôt que de FEER.
2.3.2. Approche de Clark et McDonald (BEER)
Le Behavioral Equilibrium Exchange Rate (BEER) proposé par Clark et McDonald
(1998) rélève d'une approche exclusivement empirique qui a pour objet de produire une
évaluation du taux de change d'équilibre qui soit dénuée de tout contenu normatif, d'où la
qualification de Taux de Change d'Equilibre Comportemental. Cette méthodologie n'est pas
fondée sur un modèle théorique explicite.
La démarche consiste dans une première étape à identifier un ensemble de variables
susceptibles d'influencer le taux de change en distinguant des fondamentaux de moyen et de
long terme des influences conjoncturelles de court terme, et à estimer économétriquement une
relation entre le taux de change et ces variables. La deuxième étape est l'identification de la
valeur de long terme ou "soutenable" des fondamentaux. Celle-ci rélève elle même d'une
estimation économétrique. Le taux de change d'équilibre est ensuite calculé à partir de la
relation estimée du taux de change en injectant la valeur de long terme des fondamentaux et
-4-
en éliminant l'influence des variables de court terme. Enfin, on peut calculer le degré de
mésalignement du taux de change. La surévaluation ou la sous-évaluation est la différence
entre le taux de change courant et le taux de change d'équilibre. Elle résulte des effets de
court terme et de l'écart entre le niveau effectif des fondamentaux et leur valeur de long terme.
2.3.3. Mesalignement du taux de change
Les mesalignements du taux de change désignent les situations où le taux de change
observé dévie de son niveau déquilibre. Selon le sens de cette déviation, on distingue la sousévaluation et la sur-évaluation du taux de change. Lorsque le taux de change est côté au
certain, la sous-évaluation désigne la situation où le taux de change observé est inférieur au
taux de change d'équilibre. Dans ce cas, une appréciation nominale ou réévaluation est
nécessaire pour restaurer l'équilibre. A l'inverse, la sur-évaluation désigne la situation où le
taux de change est supérieure à son niveau d'équilibre. Dans ce cas, une dépréciation ou une
dévaluation restaurent l'équilibre.
2.4. Quelques évaluations empiriques
D'innombrables études empiriques ont été réalisées en vue d'analyser les taux de
changes dans diverse pays. Ici nous présentons quelques études empiriques hors de la zone
CFA et en zone CFA
Cas du Maroc
Dans l'étude de El Bouhadi et al (2010), les auteurs analysent l'impact de la politique
de change sur l'économie réelle au Maroc au travers d'un modèle empirique inspiré du BEER.
Le modèle à correction d'erreur et une analyse des chocs par la méthode de la décomposition
de la variance sont utilisés sur deux groupes de variables. Il s'agit des variables financières et
des variables réelles à savoir l'indice du taux de change, la couverture des importations par les
exportations, l'indice du prix à la consommation, l'indice des créances sur l'étranger, les
réserves de change, la masse monétaire au sens large, la dette extérieure, et le taux d'escompte
pratiqué par Bank Al-Maghrib. Les données vont du premier trimestre de l'année 1975 au
troisième trimestre de l'année 2006. Les résultats montrent que la dynamique du taux de
change au Maroc est déterminée par les termes de l'échange, les réserves de change, les
créances à l'étranger et la dette extérieure. De même, en termes de fluctuations à court terme
du taux de change et d'analyse des chocs, la dynamique de l'offre et de la demande du dirham
semble déterminante, concluent les auteurs.
L'étude de Gnimassoun (2012)
Gnimassoun (2012) examine les mésalignements du franc CFA en se basant sur
plusieurs fondamentaux économiques du taux de change effectif réel à savoir l'effet "
BALASSA ", Les termes de l'échange, les dépenses de consommation publique, les transferts
internationaux, le degré d'ouverture. Il utilise les techniques de la cointégration en panel pour
estimer le taux de change d'équilibre du franc CFA selon l'approche BEER. Le modèle
suivant est estimé:
où LREER désigne le logarithme du taux de change effectif réel, LTOT représente le
logarithme des termes de l'échange, LrGDP est le logarithme de la productivité relative
mesurant l'effet Balassa-Samuelson, LEXPEND désigne le logarithme des dépenses publiques
de consommation, LOPEN représente le logarithme du degré d'ouverture, LINVEST est le
logarithme du taux d'investissement,
mesure le terme d'erreur. Les coefficients
représentent les paramètres à estimer.
-5-
Les données sont annuelles et vont de 1980 à 2009. Le panel d'étude est constitué de
12 pays de la zone CFA. La Guinée-Bissau pour l'UEMOA et la Guinée Equatoriale pour la
CEMAC ne figurent pas dans le panel pour des raisons d'adhésion tardive aux Unions.
Concernant les TCER, l'auteur part de la définition du taux de change réel couramment
utilisée dans la littérature à savoir :
où E est le taux de change nominal
exprimé au certain (quand E augmente, le taux de change s'apprécie), P est l'indice des prix à
la consommation domestique et
est l'indice des prix à la consommation étranger.
L'examen des mésalignements estimés du franc CFA révèle que la marge de
manoeuvre de la zone CFA en termes de compétitivité prix s'est beaucoup réduite depuis 2002
avec l'appréciation de l'euro, jusqu'à devenir quasi nulle en 2009. Les estimations ont aussi
mis en évidence une hétérogénéité des mésalignements de change entre les pays. Ainsi, si
certains pays présentent une sous-évaluation de leur taux de change en 2009, la Côte d'Ivoire
quant à elle a atteint un niveau de surévaluation comparable à celui observé en 1993. Selon les
sources des mésalignements du franc CFA, l'auteur montre l'existence d'un impact significatif
des mésalignements de la monnaie ancre (euro, Franc français) sur les mésalignements du
franc CFA avec une influence plus importante pour le Franc français.
L'étude de Gulde-Wolf et al.(2005)
Dans une étude consacrée à l'analyse des mouvements du taux de change réel effectif
vis-à-vis de sa valeur d'équilibre de long terme, Gulde-Wolf et al. (2005) appliquent
l'approche fondamentale du taux de change effectif réel basée sur le BEER et la méthodologie
de cointégration de Johansen. La spécification du modèle étant de la forme :
où ln est le logarithme; REER le taux de change effectif réel, TTT les termes de
l'échange, CGR les dépenses gouvernementales en part du Produit Intérieur Brut (PIB),
PROD l'index du progrès technologique, BFDIR les flux de capitaux, et $ \varepsilon_t $ le
terme d'erreur.
Théoriquement, les termes de l'échange, le progrès technique et les flux de capitaux
sont supposés avoir un effet positif sur le TCER, tandis que celui des investissements est
supposé négatif. Cependant l'effet des dépenses gouvernementales exprimées en part de PIB
ont un effet ambigu lorsque celles-ci sont faites dans les biens échangeables et nonéchangeables. Les données étaient constituées d'observations annuelles sur la période 1970 2004, et le modèle a été estimé avec des variables indicatrices pour capturer le break
structurel de la dévaluation de 1994 et les "outliers".
Premièrement, les analyses révèlent que les fluctuations du TCER augmentent avec les
termes de l'échange, les dépenses publiques, les flux de capitaux. L'amélioration de la
productivité tend à faire apprécier le taux de change alors que l'accroissement des
investissements tend à le déprécier, ce qui corrobore la théorie.
Deuxièmement, la comparaison du taux de change effectif réel à son sentier d'équilibre
de long terme montre qu'il est d'abord surévalué avant 1994, ensuite sous-évalué entre 1994 et
2001 ; pour enfin s'apprécier continuellement à partir de 2001. Troisièmement les auteurs
estiment que les déviations du taux de change effectif réel de son niveau d'équilibre sont dues
aux facteurs temporaires et on s'attend à ce qu'il revienne à l'équilibre en l'absence de chocs
futurs.
Les études empiriques présentées ci-dessus permettent non seulement de faire un tour
d'horizon de la littérature mais aussi d'édifier sur la spécification du modèle et la
méthodologie.
-6-
3. Spécification du modèle et méthodologie
Le présent chapitre est consacré d'une part au choix du modèle adéquat pour estimer le
degré de mésalignement du franc CFA dans la CEMAC, d'autre part à la présentation de la
méthodologie d'estimation empirique. La première section est consacrée à la présentation du
modèle théorique. La spécification est inspirée de la littérature théorique et des études
empiriques. Le choix des variables explicatives du TCER est fait en distinguant les variables
fondamentales des autres variables. La méthodologie est essentiellement basée sur des
estimations sur données de panels. Aussi, les trois autres sections sont-elles consacrées à la
présentation des tests de racine unitaire, des tests de cointégration et de la méthode
d'estimation sur données de panels sur la période 1978-2010.
2.1. Choix des variables explicatives
Au regard de la littérature empirique et théorique et des données disponibles, nous
retenons les variables suivantes au titre de variables explicatives: la balance courante, le degré
d'ouverture, les flux financiers, les dépenses publiques, la masse monétaire et le taux de
croissance du Produit Intérieur Brut (PIB). Le degré d'ouverture dont il s'agit ici est le rapport
de la somme des exportations et des importations sur le PIB. Les flux financiers désignent la
somme des Investissements Directs Etrangers (IDE) et l'Aide Publique au Développement
(APD).
Le calcul du TCER consiste à déflater le taux de change nominal par les rapports des
prix relatifs à la consommation domestiques et étrangers. On part des TCER à l'exportation et
à l'importation définis respectivement par:
Où
désignent respectivement les indices de prix de consommation
chez le partenaire à l'exportation (à l'importation)i;
les poids du partenaire i
dans l'exportation (importation) du pays dont on veut calculer le TCER; IPC l'indice des prix
domestiques du pays considéré.
Le TCER est alors obtenu comme une moyenne géométrique des TCER à l'exportation
et à l'importation, les pondérations étant déterminées par les parts des exportations ou des
importations dans l'ensemble du commerce extérieur. Pour calculer le TCER pour chaque
pays de la CEMAC, nous utilisons les pondérations fournies par l'Agence Francaise de
Développement.(AFD, 2010) pour les 10 principaux partenaires à l'exportation et à
l'importation.
2.2. Formulation du modèle
Nous postulons le modèle à équation unique suivant:
où logtcer, balance, logflux, logouv, logmon, logdep, et croissance désignent le TCER, la
balance courante, les flux financiers, le taux d'ouverture, la masse monétaire, les dépenses
publiques, le taux de croissance du PIB. Ces variables sont exprimées en logarithmes sauf la
balance courante et le taux de croissance du PIB. Le TCER est côté au certain.
-7-
Les données utilisées sont issues des publications de la Banque Mondiale (World
Development Indicators 2011), de la Zone franc (rapports d'activités, Bulletins statistiques de
la BEAC) et du FMI (International Financial Statistics, Statistics on Trade). Elles sont
annuelles et couvrent la période de 1978 à 2010 soit 33 observations. En raison de
l'insuffisance des données de la Guinée Equatoriale (les données disponibles allant de 1990 à
2010) due à son adhésion tardive à la CEMAC, celle-ci a été retirée du panel.
2.3. Tests de racine unitaire
Les tests de racine unitaire administrés à des données de panel présentent plusieurs
avantages par rapport à ceux sur séries temporelles. D'abord, l'application de ces tests permet
de contourner la difficulté liée au manque de disponibilité de séries temporelles longues.
Ensuite, ces tets sont nettement plus puissants que ceux administrés sur les séries
chronologiques. Enfin, leurs distributions asymptotiques obéissent à des lois standard qui
n'exigent donc pas de tables spéciales.
Hurlin et Mignon (2005) offrent une synthèse de la littérature concernant les tests de
racine unitaire en les classifiant en deux groupes: les tests de première génération qui reposent
sur une hypothèse d'indépendance entre les individus et les tests de seconde génération qui
intègrent diverses formes possibles de dépendances inter-individuelles. Nous ne présentons ici
que les tests de première génération.
Considérons un échantillon composé de N individus observés sur T périodes et
supposons
que
la
variable
soit
décrite
de
la
façon
suivante
représente la spécificité individuelles qui est ici captée
par un effet fixe. L'hypothèse nulle de racine unitaire s'exprime simplement de la façon
suivante :
Mais l'hypothèse alternative peut prendre plusieurs formes. Ainsi, Levin et Lin (1993)
considèrent que les
sont identiques d'un individu à un autre alors que Im, Pesaran et Shin
(1997) relâchent l'hypothèse d'homogénéité des
dans l'hypothèse alternative.
2.4. La notion de cointégration
Parmi les notions spécifiques à la cointégration en panel figurent celles de
cointégration intra et inter-individuelles, d'hétérogénéité ou d'homogénéité des paramètres des
relations de cointégration et de la représentation à correction d'erreur et de dépendances interindividuelles.
Soit
observées pour un individu i = 1,..,N à la période t = 1,..,T.
On dit qu'il existe une ou plusieurs relations de cointégration dans le vecteur $ x_{it}$, et on
parle de relations de cointégration intra-individuelles si et seulement si il existe une ou
plusieurs combinaisons linéaires des variables
qui soient stationnaires. Mais, on peut
supposer qu'il existe une ou plusieurs relations de cointégration faisant intervenir les variables
de différents individus. On parle alors de relations de cointégration entre individus ou de
relations de cointégration inter-individuelles.
Supposons qu'il n'existe pas de relations de cointégration inter-individuelles et soit
la matrice des vecteurs de cointégration intra-individuelle de l'individu i, alors on parle alors
de relations de cointégration homogènes si
Dans le cas contraire on parle de
-8-
relations de cointégration hétérogènes. Un modèle de cointégration homogène implique donc
que les rangs de cointégration soient les mêmes pour tous les individus.
Toutefois, dans la littérature, les tests de cointégration et les représentations VECM
autorisant des relations de cointégration hétérogènes imposent généralement, eux aussi, une
contrainte d'homogénéité sur le rang de cointégration. Ainsi, dans le cas d'un panel à relation
de cointégration hétérogène, on suppose que tous les individus ont le même nombre de
relations de cointégration mais que les paramètres des vecteurs de cointégration peuvent être
différents d'un individu à l'autre.
L’estimateur des moindres carrés dynamiques(DOLS).
L’estimation par la technique DOLS consiste à inclure des valeurs avancées et
retardées de xit dans la relation de cointegration, afin d’éliminer la corrélation entre les
variables explicatives et le terme d’erreur.
En pratique, la somme infinie est tronquée à une valeur relativement faible du nombre de
retards et des avances et l'estimateur DOLS est obtenu simplement en estimant le modèle cidessus par les MCO. Il a la même distribution asymptotique que l'estimateur FM-OLS.
4. Evaluation empirique du taux de change fondamental du Franc FCFA
Dans cette section, il est question d'évaluer empiriquement le niveau du taux de
change d'équilibre fondamental pour chacun des pays de la CEMAC et d'analyser les écarts
des taux observés à leurs niveaux d'équilibres (mésalignements). L'approche méthodologique
retenue est celle du BEER car elle est positive et non normative comme celle du FEER. Pour
atteindre nos objectifs, nous estimons les coefficients du modèle spécifié au chapitre
précédent. Ces coefficients seront utilisés par la suite pour calculer les taux d'équilibre. Mais
avant cela, il est convenable d'effectuer quelques analyses descriptives pour avoir une idée sur
l'évolution du TCER et de ses variables explicatives.
4.1. Analyse de l'évolution des séries
Figure 1 : Taux de Change Effectif Réel
Les TCER pris en logarithme ont presque la même allure dans tous les pays de la
CEMAC de 1978 à 2010. En effet ils commencent par décroître régulièrement à partir de
1980 puis suivent quelques fluctuations à la hausse. La dépréciation nominale (dévaluation du
Franc CFA) du taux de change en 1994 a été accompagnée d'une dépréciation réelle de celuici. Trois grandes périodes peuvent caractériser ce taux de change. La période 1978 - 1984, la
période 1985 - 1993 précédent la dévaluation, et la période 1994 – 2010 après la dévaluation.
-9-
Evolution des autres variables
Les balances courantes présentent des évolutions disparates (en logarithme). En effet
les unes sont presque toujours déficitaires (RCA, Cameroun) tandis que, les autres fluctuent
autour de zéro. Les balances courantes du Cameroun et de la République Centrafricaine
semblent moins volatiles par rapport à celles du Congo et du Gabon.
Cette volatilité apparente de la balance courante des Etats de la CEMAC est inhérente
à la structure de leurs échanges avec le reste du monde. En effet, ces Etats sont fortement
dépendants des exportations de matières premières (pétrole, bois,...), produits pour lesquels ils
sont " price-takers " sur le marché mondial ; ainsi leurs recettes et donc leurs balances
courantes évoluent au gré des cours mondiaux de matières premières. On note une forte
dégradation de la balance courante du Congo en 1994 et même en 2008 à cause de la crise.
Cela montre à quel point ce pays dépend des exportations de matières premières notamment
de pétrole.
On peut noter que les flux financiers (en logarithme) sont positifs. Ils ont été calculés
en rapportant la somme de l'aide au développement et des investissements directs étrangers au
Produit Intérieur Brut. Ce qui traduit un apport de ressources et de capitaux aux pays de la
CEMAC. Cependant les flux financiers présentent une forte volatilité. Celle-ci pourrait
s'expliquer par le fait que ces pays sont " takers " de l'aide et des IDE et dépendent par
conséquent des partenaires au développement. Les flux financiers ont fortement baissé au
Tchad vers 2006. Il est difficile de trouver une explication à cette chute brutale mais il
convient de noter que cela serait du probablement aux tensions survenues entre le Tchad et la
Banque Mondiale qui se sont traduites par une suspension de l'appui de la Banque Mondiale.
Les masses monétaires des pays de la CEMAC ont évolué de la même manière entre
1978 et 2010. On note globalement une baisse de la masse monétaire à la dévaluation de 1994
dans tous les pays à l'exception de la RCA. Les dépenses gouvernementales en générale
semblent stables et constantes. Cependant le Cameroun présente une baisse drastique de 2007
à 2008.
- 10 -
4.2. Analyse de la stationnarité des séries et test de cointégration
Le test de Levin, Lin et Chu indique que les variables logflux, logouv et logdep
possèdent une racine unitaire pour tous les pays alors que les autres variables sont
stationnaires pour tous les pays. Comme nous l'avons mentionné au chapitre 2, ce test suppose
l'homogénéité des coefficients de la racine autorégressive et il est nécessaire de compléter
l'analyse de la stationnarité par le test IPS qui assouplit cette hypothèse et suppose une
hétérogénéité inter-individuelle pour ce coefficient.
Le test IPS permet d'obtenir les mêmes conclusions que le test de Levin et al. à la
différence près que l'hypothèse nulle est désormais rejetée pour la variable flux. En d'autres
termes, celle-ci est stationnaire pour certains pays. A cause de l'hypothèse d'homogénéité
notamment sous l'hypothèse alternative, le test de Levin n'avait pas pu rejeté l'hypothèse nulle
de racine unitaire du fait de la stationnarité de la variable flux pour certains pays.
Lorsque l'on inclut le trend dans le modèle, le test LLC conclut que les séries logflux,
logouv, logmon, et logdep sont I(1) et les autres stationnaires. Par contre, pour le test IPS,
toutes les variables sont I(1) pour l'ensemble des pays à l'exception des variables balance,
logflux et croissance, pour lesquelles il y a stationnarité dans certains pays.
Lorsque l'on inclut le trend dans le modèle, le test LLC conclut que les séries logflux,
logouv, logmon, et logdep sont I(1) et les autres stationnaires. Par contre, pour le test IPS,
toutes les variables sont I(1) pour l'ensemble des pays à l'exception des variables $ balance,
logflux e croissance, pour lesquelles il y a stationnarité dans certains pays.
Test de cointégration
Du fait de l'existence d'au moins deux variables qui sont I(1) pour l'ensemble des pays,
donc pour au moins un pays, il est possible qu'il existe au moins une relation de cointégration
intra-individuelle et le test de cointégration est ainsi justifié. Il n'en serait pas le cas si pour
chaque pays, il existait au plus une variable I(1). Dans ce cas, il n y aurait que des relations de
cointégration inter-individuelle. Avant d'effectuer un test de cointégration en panel, nous
effectuons le test de Johansen par pays.
Le test de la trace suggère deux relations de cointégration pour le Cameroun (pour
chacun des 5 modèles). Pour le Congo, on obtient une relation de cointégration pour les trois
premiers modèles et deux relations de cointégration pour les modèles avec tendance linéaire et
tendance quadratique. Dans le cas du Gabon, le test indique deux relations de cointégration
pour le modèle sans constante ni trend, trois relations de cointégration pour les deux modèles
avec constante, sans trend; quatre relations de cointégration pour le modèle avec tendance
linéaire et cinq relations de cointégration pour le modèle avec tendance quadratique. Pour la
RCA, le test indique une relation de cointégration pour le modèle avec tendance quadratique
et aucune relation de cointégration pour les autres modèles. Enfin, pour le Tchad, le test
indique deux relations de cointégration pour le troisième modèle et une relation de
cointégration pour tous les autres modèles. Nous complèterons ces résultats à l'aide d'un test
de cointégration sur données de panel.
De nombreuses études, à partir des différents tests de cointégration sur données de
panel (Pedroni, McCoskey et Kao, etc.) ne parviennent pas à rejeter l'hypothèse nulle
d'absence de cointégration même si la cointégration entre les variables est fortement suggérée
par la théorie économique. Une des explications de cette difficulté résiderait dans le fait que
les tests de cointégration, aussi bien sur données individuelles que sur panel, basés sur les
résidus exigent que les paramètres de long terme des variables en niveau soient égaux aux
paramètres de court terme des variables en différence (restriction de facteur commun).
- 11 -
Cette restriction peut causer une perte significative de puissance des tests de
cointégration basés sur les résidus. En réponse à cette critique, Westerlund (2007) a developpé
quatre nouveaux tests de cointégration qui sont basés, non pas sur les résidus, mais sur la
dynamique structurelle des relations et qui par conséquent n'imposent aucune restriction sur
les facteurs communs. L'idée est de tester l'hypothèse nulle de non cointégration en vérifiant
si le terme de correction d'erreur dans le modèle à correction d'erreur construit à cet effet est
significativement égal à zéro.
Les quatre tests sont normalement distribués et accommodent assez bien les
dynamiques individuelles de courte période, les tendances, les paramètres spécifiques aux
individus et les dépendances intra individus. Les deux premiers tests permettent de tester
l'hypothèse nulle d'absence de cointégration contre l'hypothèse alternative selon laquelle le
panel dans son ensemble est cointegré alors que les deux derniers testent l'alternative
d'existence d'au moins un individu pour lequel les variables sont cointegrées. Nous adoptons
ce test de cointégration pour tester l'existence d'une relation de long terme entre le TCER et
ses déterminants dans notre panel. Pour plus de détails, voir Westerlund (2007) pour la
description du test et Persyn et Westerlund (2008) pour sa mise en oeuvre sous Stata.
Le module XTWEST permet d'exécuter le test de Westerlund (2007) sous le logiciel
Stata. Les p-valeurs robustes ont été obtenus par simulations de Monte-Carlo. Ils sont plus
faibles par apport aux valeurs initiales. L'hypothèse nulle d'absence de cointégration n'est pas
rejetée au regard des p-valeurs associées aux statistiques de tests. Elles sont supérieures à
0.05. Cependant, à un niveau de signification de 10 pour cent, les statistiques Gt et Ga
indiquent que le système est cointégré dans son ensemble et les statistiques Pt et Pa indiquent
qu'il existe au moins un pays pour lequel les variables sont cointégrées. Au vu des résultats du
test de Johansen, il existe au moins une relation de cointégration pour chaque pays. Par
conséquent, nous concluons que les séries sont cointégrées.
4.3. Estimation du modèle
Le modèle est estimé selon l'approche des moindres carrés dynamiques (DOLS). C'est
une méthode d'estimation robuste équivalente à celle du FMOLS. Il présente l'avantage d'être
facilement calculable car il s'agit d'appliquer les MCO au modèle augmenté d'un certain
nombre de retards et d'avances des variables explicatives en différences premières. Le choix
du nombre de retards et d'avances est effectué en minimisant le critère d'information d'Akaike
pour k variant de 0 à 2.
Les résultats indiquent que les variables logdep, croissance, et deval sont significatifs à
un seuil de 10 pour cent. Les autres variables ne sont pas significatives même à un seuil de 10
pour cent. Toutefois, il faut noter que le signe de la variable logmon est positif donc contraire
au signe attendu. Par ailleurs, on peut remarquer que toutes les variables significatives ont un
impact négatif sur le TCER et toutes les variables non significatives ont un signe positif.
Dans la CEMAC, les dépréciations observés du TCER s'expliquent par la hausse des
dépenses publiques, la croissance économique et la dévaluation du franc CFA intervenue en
1994. L'impact de la croissance du PIB transiterait par le biais de la hausse des importations
qu'elle engendre et celui des dépenses publiques serait lié aux fuites dues à l'orientation des
dépenses dans le secteur des biens échangeables. Par contre, une amélioration de la balance
courante ou un afflux de capitaux étrangers (IDE et APD notamment) n'engendrent pas une
appréciation réelle substantielle de la monnaie. Or, la balance courante par exemple est un
élément fondamental dans la détermination du taux de change d'équilibre.
Cela signifie-t-il que les TCER devraient être plus élevés? Dans la section suivante,
nous calculerons les taux fondamentaux afin de déterminer si le franc CFA est surévalué ou
sous-évalué et s'il y a homogénéité des mésalignements.
- 12 -
4.4. Calcul des taux de change fondamentaux
Le taux de change fondamental est calculé selon l'approche BEER. La première étape
consistait à estimer le TCER observé en fonction des variables explicatives. A présent, nous
abordons le calcul effectif du taux de change fondamental. Les paramètres de l'équation du
taux de change seront utilisés pour calculer le taux de change d'équilibre fondamental selon la
formule:
Où
représente la valeur de long terme de la variable X
Les flux financiers ne sont pas considérés comme des variables fondamentales et sont
exclues du calcul. Les valeurs d'équilibre de long terme des variables fondamentales sont
obtenues à l'aide du filtre de Hodrick-Prescott. Ensuite, les coefficients estimés sont appliqués
à ces valeurs pour obtenir le niveau du taux de change fondamental qui est ensuite lissé à
l'aide du filtre de Hodrick-Prescott. L'évolution du taux de change effectif réel (logtcer) et de
sa valeur d'équilibre de long terme (taux), pour chaque pays de la CEMAC, est présentée dans
l'annexe C.
On constate que, pour les cinq pays, l'évolution du taux de change d'équilibre (taux)
est similaire sur la période 1978-2010. Les taux de change d'équilibre baissent à partir de
1978 jusqu'au milieu des années 1990. Mais cette diminution est plus forte au début des
années 1990. Ce n'est qu'au début des années 2000 que l'on observe une hausse du taux
d'équilibre.
En ce qui concerne l'évolution des taux de change d'équilibre par rapport aux taux
effectifs, on observe cinq périodes. A la fin des années 70, les taux de change effectifs sont au
dessus de leurs valeurs d'équilibre puis passent en dessous de leurs valeurs d'équilibre au
début des années 80. Entre 1985 et 1994, on observe une hausse continue des taux de change
effectifs. Au début des années 1990, cette hausse aboutit à une surévaluation du taux de
change car les taux effectifs passent au dessus du taux d'équilibre.
Cela justifie la dévaluation du franc CFA en 1994. Entre 1995 et le début des années
2000, les taux observés étaient en dessous des taux d'équilibre. Cette sous-évaluation avait
permis d'améliorer la compétitivité et de relancer l'activité économique qui est essentiellement
basée sur les exportations de produits primaires. Enfin, sur la période récente (2006-2010), les
taux de change sont légèrement inférieurs aux taux d'équilibre.
Il ressort des résultats des estimations que le taux de change fondamental est inférieur
au TCER observé sur la période récente (2006-2010) et ce, pour tous les cinq pays. Autrement
dit, le franc CFA serait surévalué. Par ailleurs, on peut remarquer que la dévaluation du franc
CFA de 1994 était justifiée. Entre 1990 et 1993, les taux fondamentaux étaient en dessous des
taux observés pour chacun des cinq pays. Par ailleurs, il convient de mentionner que les taux
de change fondamentaux calculés ici ne prennent en compte que la balance courante, les
dépenses publiques, la masse monétaire, le taux d'ouverture (exportations et importations) et
la croissance économique. Des variables telles que le stock de la dette et le niveau des
réserves de change ne sont pas prises en compte.
Or, sur la période récente, l'allègement de la dette des pays de la CEMAC et
l'accroissement des réserves de change dus à l'envolée des cours du pétrole sont susceptibles
d'améliorer le niveau du taux de change d'équilibre de long terme.
- 13 -
5. Conclusion
L'objectif principal de cette étude était de déterminer le niveau du taux de change
d'équilibre fondamental des économies de la CEMAC. La revue de la littérature a permis de
dégager les facteurs explicatifs du taux de change ainsi que l'approche d'estimation des taux
de change d'équilibre. Avant de procéder à l'estimation des données, le taux de change effectif
réel a été calculé à partir des données du commerce extérieur avec les 10 principaux
partenaires à l'exportation et à l'importation.
L'approche du taux de change d'équilibre retenue est celle du taux de change
d'équilibre comportemental qui estime le niveau d'équilibre du taux de change en fonction des
niveaux d'équilibre des variables explicatives. L'analyse de la stationnarité est effectuée à
l'aide des tests de racine unitaire de levin, Lin et Chu et d'Im, Pesaran et Shin, celle de
cointégration, à l'aide des tests de Johansen et de Westerlund. Puis le modèle a été estimé par
la méthode des moindres carrés dynamiques (DOLS).
Il ressort de cette étude que le franc CFA de la CEMAC est sur-évalué sur la période
récente. En effet, pour chacun des pays de la CEMAC, le taux de change fondamental calculé
est en dessous du taux de change réel observé. Par ailleurs, parmi les variables explicatives
retenues, seules les dépenses publiques et le taux de croissance du PIB ont un impact
significatif sur le taux de change effectif réel. De plus, l'influence de ces deux variables est
négative. Conformément à la méthodologie, seule les variables ayant un impact significatif
sont incluses dans le calcul du taux de change fondamental.
Il convient de préciser que ces résultats dépendent du choix des variables et de la
méthodologie et peuvent présenter les limites suivantes. La première limite est relative à la
méthode même de calcul du taux de change effectif réel. En effet, les pondérations pour
chaque pays sont supposées fixes durant toute la période de l'étude, de 1978 à 2010. Or la
structure du commerce international a beaucoup évolué pendant tout ce temps. Par exemple,
le poids de la Chine dans le commerce des pays a beaucoup varié rien que les 10 dernières
années. La seconde limite est que toutes variables fondamentales ne sont pas incluses dans le
modèle à cause de l'indisponibilité des données. Il s'agit par exemple du stock de la dette
publique, des termes de l'échange et des réserves de change.
- 14 -
Bibliographie
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[10] Gulde-Wolf (2005), « Mésalignement du franc CFA », Working paper
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[12] Hurlin C., and Mignon V. (2006), «Une synthèses des tests de cointégration sur données de
panel », LEO, Université d’Orléans
[13] Persyn D. and Westerlund J. (2008), « Error Correction Based Cointegration Tests for Panel
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[18] Westerlund J.(2007), « Testing for Error Correction in Panel Data », Oxford Bulletin of
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[19] Williamson J.(1985), « The exchange rate system », Institute for International Economics,
Washington DC
- 15 -
ANNEXES
Annexe A
Statistiques descriptives
- 16 -
Annexe B
Résultats des tests et des estimations
- 17 -
Annexe C
- 18 -