Les Taux de Change d'Équilibre des Pays Sud ... - LEAD

Les Taux de Change d’Équilibre des Pays Sud
Méditerranéens :
Une estimation à partir de l’économétrie de données
de panel non stationnaires.
Résumé :
Hmida LOUHICHI 1
CEPN
Université Paris XIII
L’objectif de ce papier est d’estimer les taux de change
d’équilibre de 11 pays Sud Méditerranéens entre 1980 et 2008. Le
cadre méthodologique que nous retenons repose sur l’approche
comportementale du taux de change d’équilibre (approche BEER) et
consiste à estimer une relation de long terme entre le taux de change
effectif réel et un certain nombre de fondamentaux. L’estimation
économétrique repose sur l’économétrie de données de panel non
stationnaires. Nos résultats indiquent qu’une augmentation du revenu
par habitant, des dépenses du gouvernement, des termes de l’échange
et de la position extérieure nette a tendance à apprécier le taux de
change d’équilibre de long terme des pays considérés, alors qu’une
augmentation du degré d’ouverture tend à le déprécier.
Mots clés : Taux de change d’équilibre, BEER, cointegration en
panel, Pays Sud Méditerranéens.
Classification JEL: E69, C15, C23, F0, F31.
1 Doctorant au Centre d’Economie Paris Nord, (CEPN)
108 Avenue Aristide Briand
92220 Bagneux, La France
Tél : +33 6 13 92 37 97
louhichi.hmida@gmail.com

Introduction :
La détermination d’un taux de change d’équilibre dans les pays
émergents fait l’objet d’une vaste littérature tant théorique
qu’empirique. Les premières définitions proposées reposent sur la
PPA. Cependant, celle-ci ne semble guère appropriée dans le cas des
pays émergents dont les niveaux de prix sont beaucoup plus faibles
que dans les pays développés. Dès lors, l’appréciation tendancielle du
change réel est perçue comme un phénomène naturel compte tenu du
processus de rattrapage de ces pays (effet Balassa-Samuelson). Dans
ce contexte, ce sont les productivités relatives dans les secteurs des
biens échangeables et non échangeables qui déterminent le niveau
d’équilibre du taux de change réel. Pourtant, cette définition n’est pas
pleinement satisfaisante car elle propose un niveau d’équilibre de
"long terme" et ne permet pas de relier le taux de change réel à la
situation extérieure du pays. Une littérature relativement abondante a
mis en exergue l’importance du taux de change pour des pays en
transition comme les pays Sud Méditerranéens en tant qu’instrument
de régulation et devant la nécessité de mettre en œuvre une politique
de change capable d’atténuer, voire d’éliminer, les répercussions
défavorables des mésalignements des taux de change. D’autant que
l’expérience passée a montré qu’un taux de change durablement
inadéquat peut être à l’origine de retombées négatives sur les
performances et est, généralement, révélateur de dysfonctionnements
structurels. En effet, de nombreuses difficultés rencontrées par
certains pays durant les années 80 ont été, très souvent, attribuées à
des politiques de change inappropriées. A titre illustratif, certains
auteurs, n’hésitent pas à considérer que l’effondrement du secteur
agricole, la stagnation économique et le surendettement d’un certain
nombre de pays, notamment des pays Sud Méditerranéens, sont
directement liés au maintien, pendant une longue période, d’un taux
de 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 profondes
crises, comme ce fut le cas pour le Mexique en 1994 ou, plus
récemment, pour le Sud-est asiatique;

les écarts du taux de change réel par rapport à sa trajectoire
d’équilibre, sont, souvent, associés à de faibles taux de
croissance économique sur le moyen et long terme.
Le Partenariat Euro-méditerranéen entre l’Union Européenne et
les pays méditerranéens a été lancé à Barcelone en 1995 afin de faire
du bassin méditerranéen une zone de dialogue, d’échanges et de
coopération. Cependant, sous l’effet de ce partenariat et de l’objectif
ambitieux d’instaurer une zone de libre-échange euro-méditerranéenne
d’ici à 2010, des processus de libéralisation se sont mis en place
avec, comme caractéristiques communes, une plus grande ouverture
au commerce international et, sur le plan intérieur, des réformes allant
dans le sens du recul de l’Etat dans le fonctionnement de l’activité
économique. Ces changements se sont accompagnés d’adaptation
progressive des politiques budgétaires et monétaires pendant les
dernières décennies.
L’enjeu était alors clair, il s’agissait de permettre aux pays
méditerranéens de pénétrer dans les étapes de la transition
économique qui suivent l’étape de la stabilisation et de la bonne
gestion macroéconomique, à savoir la libéralisation de leurs régimes
de commerce et de leurs systèmes financiers, ainsi que l’adoption
d’instruments de politique monétaire fondés sur les mécanismes du
marché. A la lumière de ces changements, les pays méditerranéens
ont envisagé d’assouplir leurs régimes de change afin de faire face aux
chocs extérieurs, de réduire le risque de crises bancaires et de
contribuer à la stabilité financière.
Les études concernant la question des taux de change réels
d’équilibre des pays méditerranéens ne sont pas nombreuses.
L’objectif poursuivi dans cet article est de déterminer le taux de
change d’équilibre – c’est-à-dire compatible avec les équilibres
interne et externe - des pays Sud méditerranéens. Plus
particulièrement, il s’agit de savoir si les taux de change de ces pays
convergent ou non vers leur valeur d’équilibre afin d’évaluer
l’ampleur des déséquilibres qui affectent ces pays. Les calculs
s’appuient au niveau théorique sur l’approche comportementale du

taux de change d’équilibre (approche BEER). Nous estim ons une
équation réduite du taux de change effectif réel où ce dernier est
expliqué par un certain nombre de fondamentaux économiques. Au
niveau économétrique l’analyse repose sur les développements récents
en économétrie de données de panel non stationnaires: tests de racine
unitaire et de cointégration en panel. En nous basant sur les vecteurs
de cointégration issue de la méthode Fully Modified OLS, nous
calculons les taux de change d'équilibre afin d’en déduire leur degré
de sur ou de sous-évaluation.
La suite de cet article est organisée de la manière suivante. Une
première section décrit le cadre théorique de l’approche
comportementale du taux de change d’équilibre. La seconde section
présente notre démarche économétrique et les résultats auxquels nous
aboutissons. La dernière section présente nos principales conclusions.

1. Le cadre théorique : l’approche BEER :
Dans le cadre des pays émergents, les études empiriques
s’appuient généralement sur l’approche BEER (Behavioural
Equilibrium Exchange Rate). Elles reposent sur l’estimation d’une
équation réduite où le taux de change réel est régressé sur un certain
nombre de fondamentaux censés affecter les équilibres interne et
externe. Cette méthodologie permet de dépasser la disponibilité
limitée des séries de volume de commerce dans les économies
émergentes, qui contraint l’utilisation de la méthodologie de
Williamson ou de tout autre modèle structurel.
1-1- Le modèle de base :
Clark et MacDonald (199 9) proposent une modélisation
générale de l’approche BEER. Elle consiste à retenir un ensemble de
variables fondamentales pouvant influencer le taux de change réel de
long terme (terme de l’échange, productivité du travail, prix du
pétrole, stock d’actifs étrangers nets, taux de chômage…) puis de
chercher des relations de cointégration entre le taux de change qt
et
ces variables.
Le modèle BEER se décline alors de la façon suivante : Clark et
MacDonald (1999) p artent de la condition de la parité des taux
d’intérêt pour modéliser le taux de change d'équilibre. :
e
e
* e
e
q
t k
r
t , t k
r
t , t k
t (1) Où q est la variation
anticipée en t+k du taux de change réel.
r
* e
*
* e
t , t k
t
t k
r
t k
i
p
e
e
t , t k t
t k et
i p 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 :
q
e
t t k
e
e
* e
q
t
q
t , t k
( r
t , t k
r
t , t k
)
t (2), Si , est interprété
comme une composante du taux de change réel espéré dans le "long
terme", on peut le remplacer par
e
x
e
t t k
, dans l’équation
e e
(2) : qt
x t , t *
k ( rt
t k
r )
, t , t k
t
(3)

En supposant des anticipations rationnelles parfaites, l’équation (3)
peut être récrite de la manière suivante :
q
t
*
x ( r r )
(4)
t
t
t
Le taux de change réel peut être écrit comme étant fonction de
fondamentaux (de long et moyen termes) (x) et de variables à court
terme (z): q q x , z )
(5)
t
t
(
t
t
L'estimation du BEER repose sur quatre étapes (Balazs, Laszlo
et Mac Donald 2005):
1. Estimer tout d’abord la relation entre le taux de change réel, les
fondamentaux et les variables à court terme.
2. Calculer le mésalignement courant en supposant que les variables à
court terme sont nulles et que les valeurs des fondamentaux
correspondent aux valeurs observées. Le mésalignement réel
correspond alors à la différence entre la valeur effective du taux de
change 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 en
composantes permanente et transitoire (par exemple, en utilisant un
filtre HP ou une décomposition Beveridge-Nelson).
4. Calculer le mésalignement total, en supposant que les variables à
court terme sont nulles et que les valeurs des fondamentaux ont atteint
leur niveau d’équilibre de long terme. Le mésalignement total
correspond à la différence entre la valeur effective du taux de change
réel et sa valeur d’équilibre de long terme.
A partir du cadre méthodologique général développé par Clark
et MacDonald nous estimons dans la suite les taux de change
d’équilibre des pays Sud Méditerranéens.

2-Estimation des taux de change d’équilibre des pays
Sud Méditerranées :
Dans cette section nous estimons, sur la période allant de 1980 à
2008, les taux de change réels d’équilibre des 11 pays Sud
Méditerranéens suivants : Tunisie, Maroc, Algérie, Lybie, Egypte,
Jordanie, Syrie, Israël, Chypre, Turquie et Malte. L’estimation repose
sur le cadre théorique du taux de change d’équilibre tel qu’il est
développé par Clark et MacDonald (1999). Ce cadre théorique nous
permet de déterminer le taux de change d’équilibre de long terme
comme une fonction de variables réelles (les fondamentaux) et
d’étudier l’influence qu’ont les politiques macroéconomiques sur le
taux de change réel.
Nous expliquons tout d’abord le cadre méthodologique et
ensuite la démarche économétrique que nous retenons. Enfin, nous
exposons les résultats des estimations ainsi que les principales
conclusions 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 est
la suivante :
Toutes les variables sont exprimées en logarithme, excepté nfa.
Avec : rer it est le taux de change effectif réel de la monnaie nationale
dans le pays i pour l'année t. (Y T ) i,t : mesure l’effet Balassa Samuelson
selon lequel les pays à forte croissance tendent à se caractériser par
une appréciation de leurs rer it (effet Balassa Samuelson). Open it
représente le degré d’ouverture, mesuré par la part du volume des
exportations et des importations dans le PIB du pays i pour l'année t. Il
reflète l'impact de la politique commerciale. L’indicateur d’ouverture
capte l’effet des politiques du commerce extérieur sur le rer it . P x t :
termes de l’échange définis comme le rapport des prix des
exportations sur les prix des importations. L’effet global de cette
(6)

variable est cependant ambigu, dans la mesure où le prix des
échangeables est une moyenne pondérée des prix des exportables et
des importables. Gov it représente les dépenses publiques ou la dette
extérieure sur le montant des exportations. Si l’on suppose que
l’essentiel de la dépense publique se porte sur les biens nonéchangeables,
une hausse de la consommation publique élève la
demande de non-échangeables, et donc leur prix, ce qui provoque une
appréciation du taux de change réel d’équilibre. Nfa it : la position
extérieure nette en % de PIB. Un pays avec des avoirs nets extérieurs
exporte des capitaux et bénéficie des revenus du capital. Une position
extérieure nette excédentaire s’accompagne généralement d’une
appréciation du taux de change réel d’équilibre dans la mesure où
cette position créditrice autorise des déficits courants.
2-1-2- Les données :
Les séries de taux de change effectifs réels (REER) sont
extraites des Statistiques financières internationales (IFS) du F onds
Monétaire International (FMI), excepté pour l’Egypte, la Jordanie, la
Libye, la Syrie et la Turquie où les valeurs ont été calculées par
l’auteur. Ce taux de change effectif réel est calculé à partir de l’indice
des prix à la consommation et est défini comme l’indice des prix
domestiques rapporté à une moyenne pondérée de l’indice des prix des
pays partenaires. Une hausse du taux de change effectif réel
correspond donc à une appréciation réelle de la monnaie domestique.
L’Effet Balassa est mesuré par le rapport entre le PIB PPA par
habitant du pays et la moyenne pondérée du PIB PPA par habitant des
pays 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 PIB
PPA sont issus de la base de données World Economic Outlook
(WEO) du FMI.
Les termes de l’échange sont calculés comme le rapport de la
moyenne pondérée des prix des cinq premiers produits exportés par le
pays, rapportée à l’indice des prix à l’exportation des produits

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, est
le prix du produit k sur le marché mondial, obtenu à partir de la base
IFS,
est l’indice des prix des exportations de biens
manufacturés des pays industrialisés, disponible dans la base WEO.
Les valeurs de dépenses publiques ont été obtenues à partir des
Statistiques financière internationale (IFS) du FMI.
Les données concernant la position extérieure nette (NFA) sont
extraites de la base de données de Philip R. Lane et Gian Maria
Milesi-Ferretti (2006). Nous avons actualisé les données après 2004
en suivant la méthode utilisée par Coudert, Couharde et Mignon
(2009) qui consiste à ajouter à la position extérieure nette les soldes
courants 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 stationnaires
pour estimer l’équation réduite. L’intérêt de cette méthode consiste à
augmenter la puissance des tests de racine unitaire et de cointegration.
Nous commençons par tester l’ordre d’intégration des séries
avant de tester l’existence ou non d’une relation de coïntégration entre
le taux de change réel et les fondamentaux et d’estimer la forme
réduite de notre modèle théorique (équation (6)).
2-2-1- Tests de racine unitaire
Les tableaux 1et 2 donnent respectivement les résultats des tests
de 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 basés
sur un processus commun de racine unitaire. Les deux premiers tests
(Levin, Lin & Chu et Breitung) se fondent sur l’hypothèse nulle de
racine unitaire, alors que le test de Hadri se fonde sur l’hypothèse

nulle d’absence de racine unitaire. L'hypothèse selon laquelle les
paramètres autorégressifs sont communs aux individus sous
l'hypothèse alternative constitue une hypothèse plutôt restrictive sur la
dynamique de la variable. Pour cette raison, nous considérons
également deux autres tests. Le test IPS (Im, Pesaran et Shin, 2003)
tient compte de l'hétérogénéité du coefficient autorégressif sous
l'hypothèse alternative. Ainsi, sous l'hypothèse alternative, certaines
variables sont non stationnaires alors que d’autres peuvent être
stationnaires. Comme le test d’IPS, les tests de Philip Perron sont
fondés sur l'hypothèse selon laquelle le coefficient autorégressif n’est
pas le même entre les individus.
Tous les tests indiquent que les séries utilisées sont non
stationnaires en niveau et stationnaires en différences premières
(tableaux 1 et 2). Les variables étant donc toutes intégrées d’ordre un
I(1), leur combinaison linéaire doit donc suivre un processus
stationnaire I(0).
Tableau 1 : Tests de Racine Unitaire en Panel: En Niveau
Null: NO Unit
Null: Unit root (assumes individual unit root process) 2
root 3
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 non
stationnarité des variables.
3 Si les valeurs (P-value) sont supérieures à 0 on accepte l’hypothèse de stationnarité
des variables.
* AT : avec trend, ST : sans trend

Tableau 2 : Tests de Racine Unitaire en Panel: En Différence Première
Null: NO Unit
Null: Unit root (assumes individual unit root process)
root
Levin, Lin &
Chu Breitung IPS Philip Perron Hadri
AT ST AT ST AT ST AT ST AT ST
RER 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000
GOV 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000
NFA 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000
OPEN 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000
P 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 1.0000 1.0000
Y 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 des
tests de cointégration en panel. Pedroni (1996) a développé plusieurs
stratégies de tests, ainsi que Kao (1999), Kao & Chiang (1999), Mc
Coskey & Kao (1998). Ces tests de cointégration en panel sont fondés
sur les tests de racine unitaire des résidus de Banerejee (1999). Nous
introduisons ici les tests de Pedroni (1999) qui peuvent s’appliquer à
un modèle caractérisé par des régresseurs multiples.
Pedroni (1999, 2003) propose une extension au cas où les
relations de cointegration comprennent plus de deux variables. Les
tests de Pedroni prennent en compte l’hétérogénéité par le biais de
paramètres qui peuvent différer entre les individus. Une telle
hétérogénéité peut se situer à la fois au niveau des relations de
cointégration et au niveau de la dynamique de court terme. Ainsi sous
l’hypothèse alternative, il existe une relation de cointégration pour
chaque individu du panel. La prise en compte d’une telle
hétérogénéité constitue un avantage puisqu’en pratique, il est rare que
les vecteurs de coïntégration soient identiques d’un individu à l’autre
du panel.
Les résultats reportés dans le tableau 3 confirment l’existence
d’une relation de cointégration entre le taux de change réel d’équilibre
et les variables fondamentales. Toutes les statistiques à l’exception de
la statistique panel ν (-0.57810) rejettent l’hypothèse nulle d’absence
de cointegration.

Tableau 3 : Les tests de cointégration de Pedroni 4 (1999)
panel v-stat -0.57810
panel rho-stat -3.20119
panel pp-stat -15.01846
panel adf-stat -11.40004
group rho-stat -2.14161
group pp-stat -17.19222
group adf-stat -12.59969
2-2-3- Estimation des vecteurs de cointégration :
Les méthodes développées par Pedroni (1999) permettent
seulement de tester l’existence d’une relation de cointegration entre le
taux de change réel et les fondamentaux, mais elles ne permettent pas
d’estimer un vecteur de cointégration. Si ces tests indiquent que les
variables sont cointégrées, dans ce cas il est possible d’utiliser
plusieurs méthodes de cointégration telles que la méthode Pooled
Mean Group (PMG) développé e par Pesaran & alii (1999 ) et
l’estimateur du Fully Modified (FMOLS) développé par Pédroni
(1996, 1999).
La méthode FMOLS permet de tenir compte des problèmes
d’endogénéité du second ordre des régresseurs (engendrée par la
corrélation entre le résidu de cointégration et les innovations des
variables I (1) présentes dans la relation de cointégration) et des
propriétés d’autocorrélation et d’hétéroscédasticité des résidus. Elle
présente l’avantage de donner des résultats plus robustes que la
méthode usuelle des MCO lorsque les échantillons sont de petite
taille. En outre, les distributions asymptotiques des estimateurs basés
sur la méthode FM-OLS sont non biaisées et ne dépendent pas des
paramètres de nuisance.
Pesaran & alii (1999) considèrent un modèle où les paramètres
de long terme sont supposés homogènes et ceux de court terme
hétérogènes. Ils proposent le Pooled Mean Group qui est un
estimateur qui permet de rendre en compte l’hétéroscédasticité des
résidus. Cette approche, qui est basée sur l'estimation avec maximum
4 Si le statistique panel est supérieur à 1,6445 on accepte l’hypothèse de
cointégration. Pour toutes les autres statistiques on accepte l’hypothèse de
cointégration si leurs statistiques est inférieur à 1,6445.

de vraisemblance, fournit un cadre normal. La détermination de
présence d’homogénéité est basée sur le test de Hausman.
Le tableau 4 (Voir Annexes) présente les vecteurs de
coïntégration obtenus à partir des deux méthodes PMG et FMOLS.
L’estimation par les deux méthodes PMG et FMOLS montre
que les fondamentaux exercent un impact significatif sur le taux de
change réel. Cependant, la comparaison des résultats des différents
estimateurs montre de grandes différences dans la taille des
coefficients. Les signes des coefficients montrent qu’une
augmentation de Y, P, GOV et NFA provoquent une appréciation du
taux de change réel d’équilibre, alors qu’une augmentation du degré
d’ouverture (OPEN) provoque une dépréciation réelle.
Nous utiliserons dans la suite le vecteur de cointégration obtenu
à partir de l’approche FMOLS pour calculer les taux de change
d’équilibre. La décision pour préférer une méthode aux autres dépend
crucialement de leurs propriétés. En principe, le FMOLS exige peu de
conditions et tend à être plus robuste. Pedroni (2000) constate que le
FMOLS a les propriétés satisfaisantes même pour de petits panels si T
est plus grand que le N. Vu notre échantillon T = 29 et N = 11, les
résultats disponibles suggèrent que l'estimateur mis en commun de
FMOLS ont les meilleures propriétés.
2-3- Les résultats :
Nous calculons les valeurs d'équilibre du taux de change de
chaque pays à partir du vecteur de cointégration. Les valeurs de long
terme des fondamentaux sont calculées en utilisant le filtre de
Hodrick-Prescott avec un coefficient de lissage =25.
Les graphiques (voir Annexes) reportent la valeur observée du
taux de change effectif réel et sa valeur d’équilibre. Compte tenu de la
définition du taux de change effectif réel, une valeur observée
supérieure à la valeur d’équilibre traduit une surévaluation réelle.
L'examen de l'évolution des taux de change effectifs réels des pays
Sud Méditerranéens par rapport à leur niveau d’équilibre, au cours de
la période 1980-2008, permet de distinguer plusieurs tendances
distinctes. Une phase de surévaluation au cours des années 80 suivie
d’une phase de sous-évaluation au cours des années 90 et 2000

(à l’exception de la Turquie). Un tel résultat peut s’expliquer par la
mise en place de régimes de changes plus flexibles, qui a accompagné
le processus de libéralisation financière de ces pays. La surévaluation
réelle des années 80 est due principalement à la détérioration du
commerce extérieur et du compte courant suite à une période de
récession économique et au déclin des revenus pétroliers dans les
années 80.
Dinar Algérien : La surévaluation du Dinar Algérien (DA) qui
atteint 46% en 1986 est due principalement à la détérioration du
commerce extérieur et du compte courant suite à la chute des prix du
pétrole en 1986. Le déficit budgétaire financé par la création
monétaire a eu comme conséquence des pressions inflationnistes et un
taux de change surévalué. Le mésalignement s'est élevé à 38% en
1989 et 27% en 1990 du à un rétablissement provisoire du prix du
pétrole lié à la guerre du Golfe. L'Algérie a adopté un programme de
libéralisation en 1992-1993, suivi par l’adoption en 1994 d’un
programme d’ajustement structurel proposé par le FMI et la banque
mondiale, ainsi que la signature des accords de libre-échange avec
l’Union européenne en 1995. L'amélioration des prix du pétrole en
1996-1997 et 2002-2003 a contribué de manière significative à rétablir
les déséquilibres externes. En 2007, le DA était sous-évalué d’environ
16%.
Dirham Marocain : L’économie marocaine se fonde
essentiellement sur l’agriculture et sur l’exploitation de ses ressources
en matières premières, tel que le phosphate. Les sécheresses des
années 90 ont ramené la croissance potentielle à un niveau plus faible,
ce qui explique la surévaluation réelle qui traduit une dégradation de
la balance courante et qui atteint 15% en 1994. Le manque de
compétitivité des produits marocains aurait dû pousser les autorités à
dévaluer la monnaie depuis plusieurs années. Ces derniers ont
préféré concentrer leurs efforts sur la consolidation du système
financier et l’allégement du fardeau de la dette. Il aura fallu attendre
avril 2001 pour que les autorités dévaluent la valeur du dirham de 5
%. Elles ont en fait modifié la pondération des différentes devises qui
composent le panier en donnant une plus grande importance à l’euro
au détriment du dollar, suite à l’intégration croissante du Maroc dans

l’union européenne, ce qui a contribué à la sous-évaluation du dirham,
20% en 2005, qui a été accompagnée d’une amélioration du déficit
de la balance courante (l’augmentation des transferts de l’étranger
et des revenus de la privatisation).
Livre égyptienne : D’abord, nous observons qu’elle a été
fortement surévaluée, 29% en 1984, ensuite fortement sous-évaluée,
40% en 1990, jusqu’à la réforme de 1991 qui a entraîné une
convergence du taux de change réel effectif vers son niveau
d’équilibre. Avec le début du programme de la réforme économique
en 1991, le gouvernement égyptien a unifié le système des taux de
change et a annoncé l’adoption du régime à flottement administré. En
fait, le taux de change a été dévalué en 1991-1992, avec un fort
excédent de la balance courante. A partir de 1997, le taux de change
égyptien est devenu sujet à de nombreux chocs externes comme la
crise de l’Asie de l’Est au milieu de l’année 1997 qui a provoqué un
flux de capitaux, un ralentissement des investissements du marché
des capitaux. La dévaluation des devises asiatiques a rendu leurs
exportations plus compétitives, ce qui a conduit à une augmentation
des importations égyptiennes à partir de ces pays, augmentant ainsi le
déficit commercial. En janvier 2001, le gouvernement a décidé de
dévaluer la livre égyptienne. Malheureusement, les effets négatifs des
chocs exogènes de 1997-1998 ont été aggravés surtout après les
événements du 11 Septembre 2001, avec un déclin supplémentaire
du tourisme et des revenus du canal du Suez. Les conséquences
des attaques terroristes de New York, la guerre en Afghanistan et la
violence accrue Israélo-palestinienne aux frontières de l’Egypte, ont
assombri l’image de l’Egypte comme une localisation attractive pour
les investissements étrangers. En même temps, le contrôle des
capitaux imposé par les autorités (en 2003) a encouragé les
opérations du marché noir, ce qui met le taux de change sous
pressions. Ainsi, nous observons qu’il y a forte surévaluation, 49% en
2007.
Dinar Tunisien : la période 1980-1984 a connu une forte
demande interne et des tensions inflationnistes qui ont contribué à une
réelle surévaluation de la devise nationale. Cependant, la récession et

les problèmes de la balance des paiements de la moitié des années 80
ont exercé une pression significative sur le dinar. Pour répondre à
ceci, des tentatives ont été entreprises en 1985 pour stabiliser le taux
de change en changeant la composition du panier des monnaies. Ces
modifications ont été inefficaces, menant par conséquent les autorités,
à l’adoption du programme d’ajustement structurel en 1986 et à une
forte dépréciation nominale du dinar, ce qui explique la sousévaluation
durant la période 1989-1994. Entre 1994-2000, Il convient,
toutefois, de souligner que, bien qu’il y ait sous-évaluation du Dinar
par rapport à son niveau d’équilibre durant cette période, nous
pouvons constater que le taux de change suit la trajectoire du taux de
change d’équilibre. En effet, à partir de 1994 jusqu’en 2000, une
tendance inverse est observée et correspond à une diminution continue
de cet écart et donc, à un rapprochement du taux de change vers son
niveau 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 ces
dernières années consistant à assurer la stabilisation du taux de change
réel du Dinar. Ce qui laisse penser que l’objectif de stabilisation du
Dinar est en voie de réalisation. La dévaluation du dinar de 5% en
2003 afin d’encourager les exportations explique la sous-évaluation du
dinar qui atteint 20% environ en 2007.
La Livre Turque : la surévaluation de la Livre turque (LT) est
la plupart du temps due aux déficits des secteurs publics excessifs et
persistants qui produisent des taux d'inflation élevés (50 pour cent en
moyenne au cours de la période 1985-1989). Malgré le déficit de sa
balance de paiement, la Turquie a commencé à recevoir des entrées de
capitaux substantielles dans la fin des années quatre-vingt, après sa
forte stratégie tournée vers l'extérieur et la pleine libéralisation du
compte capital. Pour le cas de la Turquie nous pouvons conclure que
le taux de change est très proche de son niveau d’équilibre. Il semble
bien que la stabilisation de l’économie turque passe par la stabilisation
de sa monnaie sur les marchés internationaux, à la fois pour que les
échanges de marchandises (et de services) et les mouvements de
capitaux à l’entrée ou à la sortie s’établissent sur des bases durables.

Shekel Israélien : le commerce extérieur israélien a évolué de
façon assez sensible depuis la décennie 80 ; une réorientation nette des
échanges extérieurs d'Israël s’est manifestée: le pays accroît ses achats
à l'Europe et diminue ceux aux Etats-Unis, mais en revanche il vend
de plus en plus aux Etats-Unis et à l'Asie et de moins en moins à
l'Europe occidentale. A partir de 1986 et jusqu’en 2001 le taux de
change réel passe au-dessus du taux de change d’équilibre. Ceci
traduit une surévaluation du Shekel par rapport à sa valeur d’équilibre
qui atteint 13% en 1997. Cela est dû à la dégradation des termes de
l’échange et à l’ouverture de l‘économie israélien depuis 1986.
Livre Chypriote : la conclusion principale qui peut être tirée est
que 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 est
très proche de son niveau d’équilibre. La variation de mésalignement
en % entre le taux change réel et le taux de change d’équilibre est très
petite (de -3% à +5,5%) pendant la période 1986-2007. Cela est dû
généralement au force exercé par les fondamentaux. Ainsi, la baisse
des dépenses publique et du degré d’ouverture était la principale
source pour que le taux de change d’équilibre converge vers sa valeur
d’équilibre.
Lire maltaise : la surévaluation de la Lire maltaise qui atteint
25% en 1985, résulte de la détérioration des termes de l'échange dû à
la baisse des prix de produits électroniques et au déclin des capitaux
étrangers nets. La période de 1990 à 2000 montre que le taux
d’équilibre est au-dessus du taux de change réel, la Lire maltaise est
sous-évaluée d’environ 6% en 1996. Ce résultat est dû essentiellement
à la dévaluation de la Lire maltaise d’environ 10% en 1992 et à la
forte croissance des années 94-96. Malgré l’adhésion de Malte à
l'Union européenne, la croissance stagnée depuis 2004. Cette lente
croissance a reflété la faiblesse des exportations et la perte de
compétitivité envers ces partenaires commerciaux, dû à la
surévaluation de 10% en 2007.

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

Conclusion :
L’objectif de cet article était d’estimer les taux de change
d’équilibre de 11 pays Sud Méditerranéens entre 1980 et 2008. Notre
cadre théorique repose sur l’approche comportementale du taux de
change d’équilibre (BEER). Nous avons estimé une relation de long
terme entre le taux de change effectif réel et un certain nombre de
fondamentaux. L’estimation économétrique repose sur l’économétrie
de données de panel non stationnaires. Nos résultats indiquent qu'à
moyen et à long terme, le taux de change réel dépend du PIB PPA par
tête, des dépenses du gouvernement, des termes de l’échange, du
degré d’ouverture et de la position extérieure nette. Nous montrons
qu’une augmentation du revenu par habitant, des dépenses du
gouvernement, des termes de l’échange et de la position extérieure
nette a tendance à apprécier le taux de change réel d’équilibre, alors
qu’une augmentation du degré d’ouverture tend à le déprécier.
Les pays sud méditerranéens ont connu une période de
surévaluation significative de leur monnaie au cours des années 80.
Cependant, la surévaluation de leur monnaie a diminué à partir des
années 90 (à l’exception de la Turquie). Cela est dû à la mise en place
de régimes de change plus flexibles pour un certain nombre de pays et
à une meilleure gestion macroéconomique pour d’autres.

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

ANNEXES :
Tableau 4 : Estimation des vecteurs de cointégration : Graphiques d’évolutions de REER et BEER 5 :
_ _ _ : BEER ─── : REER
PMG FMOLS
Variable Coeff T-Stat Coeff T-Stat
Rer t-1 0.89 34.42 ***** *****
Y -0.31 -2.44 -0,49 -6.18
OPEN 0.08 2.25 0,37 -4.17
P -0.02 -1.97 -0,12 -2.99
GOV -0.10 -1.99 -0,17 -2.90
NFA -0.13 2.28 -0,34 -9.94
Graphiques d’évolution de REER et
BEER 5 :
REER : Taux de change effectif réel
BEER : Taux de change d’équilibre
Si REER >BEER traduit une surévaluation.