Une approche dynamique synthétique du taux de change réel d'équilibre de long terme euro/dollar

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1 Une approche dynamique synthétique du taux de change réel d'équilibre de long terme euro/dollar Romain Duval* (*) Direction de la Prévision 1 (Ministère de l'economie, des Finances et de l'industrie) et TEAM-CNRS (Université Paris I Panthéon Sorbonne). Tel : romain.duval@dp.finances.gouv.fr 1 Les opinions présentées dans cet article n'engagent que leur auteur, et ne reflètent pas nécessairement celles de la Direction de la Prévision. Je tiens à remercier Jerome Stein, dont les remarques ont contribué à améliorer la version préliminaire de cet article, ainsi que Didier Eyssartier. Je demeure évidemment entièrement responsable des erreurs qui pourraient subsister. 1

2 Résumé : Afin d'identifier les principaux déterminants tendanciels du taux de change réel (TCR) euro/dollar, cet article développe puis estime un modèle théorique synthétique de TCR d'équilibre de long terme, combinant les approches NATREX et BEER. La zone euro est assimilée à ses trois principaux pays que sont l Allemagne, la France et l Italie. Il ressort des analyses théoriques et empiriques menées que le taux d'épargne et le progrès technique relatifs exercent un effet significativement positif à long terme sur le TCR euro/dollar. A moyen terme, un différentiel de taux d intérêt réels entre les deux zones, par exemple lié à des positions différentes dans le cycle économique, joue également un rôle. Bien que son niveau d équilibre se soit redressé au cours des années 1990 (+10% environ), en raison à la fois de l'accélération du progrès technique et du redressement de grande ampleur de l'épargne publique constatés aux Etats-Unis, le dollar aurait été surévalué d'environ 25% à l'automne 2000, par rapport à un niveau d'équilibre d'environ 1,15 dollar par euro. Mots-clés : Taux de change réel d'équilibre, effet Balassa-Samuelson, NATREX, BEER, euro. Abstract : In order to investigate the main determinants of the long run behavior of the euro/dollar real exchange rate (RER), this article develops and estimates a synthetic theoretical model of equilibrium RER, which combines both NATREX and BEER approaches. The euro area is supposed to consist of its three main countries, namely Germany, France and Italy. The theoretical and empirical analyses conducted show that relative savings rates and relative technical progress contribute significantly and positively to the long run euro/dollar RER. In the medium run, real long term interest rates spreads also play a significant role, which tends to vanish over time, as real rates in the US and the euro area converge. Although its equilibrium level has appreciated in the course of the 1990s (by around 10%), as a result of the acceleration in technical progress and the impressive rise in public savings that occurred in the US, the dollar seems to have been overvalued by around 25% in the fall of 2000, compared with an equilibrium level of about 1,15 dollar per euro. Key Words : Equilibrium real exchange rates, Balassa-Samuelson effect, NATREX, BEER, euro JEL : F31 2

3 I. Introduction : examen critique de l actualité récente à la lumière des théories du taux de change réel (TCR) d équilibre de long terme : De sa création le 1 er janvier 1999 à l automne 2000, l euro s est sensiblement déprécié face au dollar, déjouant ainsi les pronostics de la grande majorité des économistes 2. Pour l essentiel, au-delà de réallocations de portefeuilles anticipées à court terme, ces derniers fondaient leur prévision d un raffermissement progressif de la monnaie unique européenne sur un ensemble d arguments ayant trait à la situation extérieure des Etats-Unis : niveau élevé du déficit courant (plus de 3,5% du PIB en 1999), très supérieur aux estimations consensuelles du solde des «flux de capitaux sous-jacents», même après prise en compte des écarts de conjoncture entre zones ; position extérieure nette dégradée (de l ordre de -18% environ à la fin 1999, contre +5% environ pour la zone euro à trois), impliquant des paiements nets d intérêts de plus en plus forts, ce qui requiert un solde commercial de plus en plus élevé et donc un TCR du dollar de plus en plus bas pour stabiliser la dette extérieure ; élasticités revenu du commerce extérieur défavorables aux Etats-Unis (beaucoup plus fortes à l importation que celles des pays européens), nécessitant une dépréciation du TCR du dollar au fil du temps pour maintenir un niveau de solde courant donné. Au vu de ces différents arguments, l appréciation du dollar vis à vis de l euro semble caractériser un mésalignement de plus en plus marqué. Pour autant, les signes de plus en plus manifestes de l émergence d une «nouvelle économie» compliquent grandement la quantification de cette surévaluation éventuelle. Au cours des cinq dernières années, la croissance de l économie américaine a été exceptionnellement forte : le PIB a crû de 4,5% par an environ entre 1996 et 2000, alors que la croissance potentielle était encore estimée autour de 2 ¼ - 2 ½ % par an par la plupart des économistes au milieu des années Cet exceptionnel dynamisme a été caractérisé par une accumulation très rapide de capital, ellemême largement liée à la chute des prix des nouvelles technologies de l information (ordinateurs et, dans une moindre mesure, matériel de télécommunications), qui a incité les entreprises à investir massivement dans ce type de matériel. Parallèlement, au-delà de l accumulation de capital, la productivité globale des facteurs (PGF) a connu une nette accélération depuis 1995, qui semble revêtir un caractère largement structurel 3. Or, en vertu de l'effet Balassa-Samuelson, mais aussi de modèles théoriques plus complexes tels que le NATREX (Natural Real Exchange Rate), une accélération du progrès technique est susceptible d apprécier le TCR du dollar à moyen et à long terme. De même, le redressement de grande ampleur de la situation des finances publiques constaté depuis le début des années 1990 (+5 points de PIB entre 1991 et 1999) s est traduit par une remontée de près de 2 ½ points du taux d épargne américain entre 1993 et Celui-ci a ensuite connu une baisse de près de ¾ de point en 1999, la chute du taux d épargne des ménages (sous l effet notamment des «effets de richesse» engendrés par l envolée des cours boursiers) faisant plus que compenser la hausse de celle des administrations publiques. Néanmoins, au total, conformément toujours aux enseignements du NATREX, la hausse de 1 ¾ de point du taux d'épargne constatée au cours des années 1990 est de nature à apprécier le TCR du dollar à long terme. Afin d apporter des éléments de réponse aux questions soulevées par l évolution du TCR dollar/euro, un modèle théorique synthétique intégrant des éléments de type Balassa- Samuelson dans une approche NATREX est développé. L estimation économétrique de ce 2 Tels que Aglietta, Baulant et Coudert (1998), ou encore Borowski et Couharde (1999). 3 Voir par exemple Duval (2000). 3

4 modèle sur la période permet ensuite de calculer les niveaux d équilibre de moyen et de long terme du TCR dollar/euro, en assimilant la zone euro à ses trois principaux pays que sont l Allemagne, la France et l Italie. On peut alors examiner dans quelle mesure l évolution des «fondamentaux» du modèle permet d expliquer les mouvements du TCR dollar/euro constatés au cours des 30 dernières années, et plus particulièrement au cours de la période récente. II. Un modèle théorique synthétique : II.1. Justification de l'approche retenue : La littérature théorique et empirique actuelle sur les TCR d'équilibre de long terme est dominée par trois modèles 4 : le FEER (Fundamental Equilibrium Exchange Rate) de Williamson (1994), le NATREX (Natural Real Exchange Rate) de Stein (1994; Stein et Allen (1995); Stein et Sauernheimer (1996)) et le BEER (Behavioral Equilibrium Exchange Rate) de MacDonald (1997; Clark et MacDonald (1998)). Si l'approche de Williamson reste de loin la plus populaire au sein des organisations internationales et des instituts de recherche appliquée, celles de Stein et MacDonald paraissent s'être imposées dans la littérature académique, ce pour des raisons d'ordre à la fois théorique et empirique. D un point de vue théorique, le BEER et le NATREX sont des approches dynamiques qui mettent explicitement en évidence les déterminants de long terme des TCR, et s efforcent - notamment le NATREX- d intégrer les «effets de stocks» (dynamique de la position extérieure nette, voire du stock de capital), dont l impact sur la dynamique de long terme des TCR est fondamental. Au contraire, dans l'approche FEER, l analyse théorique des déterminants des TCR -de même que celle de leurs mésalignements- s effectue largement hors modèle, lorsque l on étudie le solde des flux de capitaux «sous-jacents» et le niveau de production «potentiel». En outre, les effets de stocks -notamment celui de la position extérieure nette- ne sont pas ou peu pris en compte, si bien que l analyse reste confinée au moyen terme. D un point de vue empirique, bien qu ils présentent plusieurs limites spécifiques et que l interprétation de leurs résultats soit moins intuitive que celle des FEERs, le NATREX et le BEER présentent l avantage essentiel de se fonder sur une estimation par les techniques modernes de l économétrie des séries temporelles. Ce faisant, elles permettent de calculer une trajectoire du TCR d équilibre de long terme, voire une autre de celui de moyen terme, à partir desquelles les mésalignements peuvent être directement quantifiés. Ce n est pas le cas de l approche FEER, fondée sur une analyse en statique comparative. Au sein des approches dynamiques, le NATREX paraît mieux fondé que le BEER sur le plan théorique. En effet, les fondamentaux du change y sont clairement explicités, tandis qu ils n apparaissent que de façon indirecte dans le BEER, par l intermédiaire notamment d'une variable de position extérieure nette sensée synthétiser les «véritables» exogènes. Le BEER présente toutefois au moins deux avantages par rapport au NATREX : il intègre une distinction entre secteurs exposé et abrité attrayante sur le plan théorique, car elle permet de prendre en compte d'éventuels effets de type Balassa-Samuelson ; la dynamique du TCR vers le BEER fait l objet d une modélisation explicite, grâce à l incorporation du différentiel de 4 Pour une analyse comparative de ces trois modèles, voir par exemple MacDonald (2000). 4

5 taux d intérêt réels entre nations. On aboutit au total à une équation synthétique dans laquelle la trajectoire du TCR combine l effet de l évolution des «fondamentaux» et celui de la parité des taux d intérêt non couverte. Pour identifier les «fondamentaux» du TCR dollar/euro, il semble par conséquent utile de s'appuyer sur un modèle synthétique combinant la structure théorique du NATREX et les deux avantages des BEERs précités. II.2. Le modèle : II.2.1. Décomposition du TCR dollar/euro tous secteurs confondus en une somme du TCR du secteur exposé et du double prix relatif du secteur abrité : Considérons deux économies, les Etats-Unis et la zone euro, composées chacune de deux secteurs, l un exposé à la concurrence internationale et l autre abrité. L indice de prix implicite du PIB 5 s écrit comme une moyenne pondérée des deux indices de prix sectoriels. Depuis Clements et Frenkel (1980), il est d usage de considérer une moyenne géométrique plutôt qu arithmétique, car elle facilite grandement les manipulations mathématiques. Ainsi que le souligne Hsieh (1982), Les indices de prix ne sont pas construits de cette façon (dans la réalité). Cependant, il (ce type d indice) est plus facile à manipuler et nous pensons qu il ne biaisera aucunement nos résultats dans la mesure où nous prévoyons d utiliser des données très agrégées. Nous avons donc en logarithmes : p USA = (1 - α USA ) p USA e + α USA p USA ne et p EUR = (1 - α EUR ) p EUR e + α EUR p EUR ne, où p USA (p EUR ) désigne le logarithme de l indice général de prix américain (européen), p USA e (p EUR e) le logarithme de l indice de prix du secteur exposé américain (européen), p USA ne (p EUR ne) le logarithme de l indice de prix du secteur abrité américain (européen), α USA (α EUR ) la part du secteur abrité dans le PIB des Etats-Unis (de la zone euro). Le TCR dollar/euro au certain calculé sur les indices de prix implicite du PIB, encore appelé TCR tous secteurs confondus, s écrit donc (toujours en logarithmes) : q = e + p USA - p EUR = e + (1 - α) p USA e + α p USA ne - (1 - α EUR ) p EUR e - α EUR p EUR ne = (e + p USA e - p EUR e) + α USA (p USA ne - p USA e) - α EUR (p EUR ne - p EUR e), avec e le taux de change nominal dollar/euro au certain. (e + p USA e - p EUR e) est le TCR dollar/euro du secteur exposé, noté q e. Si par ailleurs les poids respectifs dans le PIB des secteurs exposé et abrité sont les mêmes aux Etats-Unis et dans la zone euro -hypothèse que les données employées vérifieront par construction (cf III et annexe 2)-, on a α USA = α EUR, d où : q = q e + α[(p USA ne - p USA e) - (p EUR ne - p EUR e)] (1) 5 Le même raisonnement pourrait s appliquer à l indice de prix à la consommation. 5

6 Le TCR dollar/euro calculé sur des indices de prix agrégés (en l'occurrence ceux du PIB) s'écrit comme la somme du TCR calculé sur des indices de prix du secteur exposé (en l'occurrence ceux de la valeur ajoutée) et du double prix relatif du secteur abrité. Ce dernier est le rapport du prix relatif des biens non échangeables américains au prix relatif des non biens échangeables européens. II.2.2. Modélisation du TCR d'équilibre de long terme du secteur exposé : La modélisation du TCR d équilibre de long terme du secteur exposé s'appuie explicitement sur le modèle NATREX, dont une présentation détaillée est proposée en annexe 2. Le NATREX de moyen terme est le TCR 6 qui génère un solde courant égal au solde des flux de capitaux à long terme, lorsque les niveaux de production national et étranger sont à leur potentiel et que les taux d'intérêt réels sont égaux entre pays 7. Il existe donc un lien de causalité dans le modèle, que l'on peut schématiser comme suit : «Fondamentaux» => Epargne et investissement => Solde courant => NATREX Les déterminants fondamentaux de l épargne S et de l investissement I déterminent le solde des flux de capitaux «structurels» I-S. Il s'en suit un ajustement du TCR du secteur exposé vers son niveau d'équilibre de moyen terme, jusqu'à ce que le solde courant compense exactement le solde des flux de capitaux structurels. Lorsque le TCR devient égal au NATREX de moyen terme, la balance des paiements est équilibrée pour un solde courant égal à son niveau «structurel», avec des niveaux de production national et étranger égaux à leurs potentiels respectifs. Toutefois, contrairement à l'approche FEER, l'analyse théorique ne s'arrête pas à cet horizon. En effet, au NATREX de moyen terme, la position extérieure nette n'est pas stabilisée car des déséquilibres courants peuvent subsister. Ce niveau de TCR n'est par conséquent pas soutenable sur longue période. Est donc défini un NATREX de long terme, caractérisé par la stabilité de la position extérieure nette 8, c'est à dire par un solde courant nul. La convergence du NATREX de moyen terme vers son niveau de long terme est assurée par un «effet de richesse» de la dette extérieure sur l'épargne. On suppose en effet qu'une détérioration (amélioration) de la position extérieure nette finit par inciter les agents nationaux (ménages et gouvernement) à comprimer leurs dépenses de consommation. Ainsi, lorsque la dette augmente, l épargne privée et (ou) publique s élève, ce qui, à investissement inchangé, entraîne des sorties de capitaux à long terme. Il s en suit une dépréciation du TCR jusqu à ce que le solde courant se redresse suffisamment pour compenser exactement les sorties de capitaux, c'est à dire pour équilibrer à nouveau la balance des paiements. Tant que la balance courante ne sera pas revenue à l équilibre, l épargne continuera à augmenter, les capitaux quitteront davantage le pays, le TCR se dépréciera, et le solde courant se redressera. La dynamique du NATREX de moyen terme prend fin lorsque la dette extérieure est stabilisée, c est à dire lorsque le solde courant devient nul : le TCR est alors égal au NATREX de long terme, stable, déterminé par les seuls fondamentaux. 6 Il s'agit d'un TCR effectif, ici assimilé de façon simplifiée au TCR bilatéral dollar/euro, conformément à plusieurs autres travaux. 7 Cette hypothèse résulte de la parfaite mobilité internationale du capital à moyen terme, qui se traduit empiriquement par la stationnarité autour de zéro des écarts de taux d'intérêt réels à long terme entre pays. Elle est vérifiée dans le cas des Etats-Unis et de la zone euro (cf IV.1). 8 Et aussi par la stabilité du capital productif (cf annexe 2). 6

7 Les fondamentaux sont : la «préférence pour le présent», calculée comme le rapport (C+G)/Y de la somme des consommations privée et publique au PIB, qui détermine le comportement d'épargne de la nation ; le q de Tobin, qui fixe le niveau d'investissement. Le (logarithme du) TCR d'équilibre de long terme du secteur exposé, (ln)tcrexplt, s'écrit ainsi : q LT e = f (c, q Tobin ), avec c la préférence pour le présent et q Tobin le q de Tobin. L'annexe 3 montre que le q de Tobin dépend pour l'essentiel d'une seule variable exogène, le progrès technique. On a donc q Tobin = g (σ), avec σ un terme de progrès technique, tel que la productivité globale des facteurs (PGF). D où finalement : q LT e = f (c, σ) (2) L'annexe 2 (sections VI.1 et VI.2) montre qu'une hausse de la «préférence pour le présent», c'est à dire une hausse (baisse) du taux de consommation (d'épargne) national, entraîne une dépréciation à long terme du TCR, tandis qu'une accélération du progrès technique exerce un effet ambigu mais a priori positif. II.2.3. Calcul de l'équilibre de long terme du TCR dollar/euro tous secteurs confondus : D'après (1) et (2), le TCR d équilibre de long terme tous secteurs confondus (ln)tcrlt s écrit : q LT = q LT e + α[(p USA ne - p USA e) - (p EUR ne - p EUR e)] = f (c, σ) + α[(p USA ne - p USA e) - (p EUR ne - p EUR e)] (3) où [(p USA ne - p USA e) - (p EUR ne - p EUR e)] est le double prix relatif du secteur abrité entre les Etats- Unis et la zone euro, et α la part du secteur abrité dans le PIB. II.2.4. Modélisation de la dynamique et de l'équilibre de moyen terme des TCR : Conformément à l'approche retenue par Clark et MacDonald (1998, op.cit.), le point de départ de la modélisation dynamique qui relie le TCR tous secteurs confondus observé à son niveau d'équilibre de long terme est la condition de parité des taux d'intérêt non couverts : E t ( e t+n ) = -(i t - i* t ), où E t ( e t+n ) est la variation du taux de change nominal anticipée en t à l'horizon n (e est le logarithme du taux de change nominal au certain), i t et i* t les taux d'intérêts nominaux national et étranger calculés sur des titres publics d'échéance n. Par soustraction du différentiel d inflation anticipé E t ( p t+n - p* t+n ), on obtient : E t ( q t+n ) = -(r t - r* t ) 7

8 avec E t ( q t+n ) la variation anticipée du TCR tous secteurs confondus, et r t = i t - E t ( p t+n ) le taux d intérêt réel national ex-ante. Afin de rendre l analyse qui précède opérationnelle, on fait l hypothèse supplémentaire que les agents anticipent un retour graduel du TCR vers son niveau d'équilibre de long terme, soit : E t ( q t+n ) = -θ (q t - q LT ) avec q t le TCR tous secteurs confondus observé en t, q LT son niveau d'équilibre de long terme, et θ un coefficient (tel que 0 < θ < 1) reflétant la vitesse de convergence vers le long terme. D'où, par combinaison des deux équations qui précèdent : q t = q LT + (1/θ) (r t - r* t ) Dans le cas du TCR dollar/euro, on a donc, d'après l'équation (3) : q t = q MT = f (c, σ) + (1/θ) (r USA - r EUR ) + α[(p USA ne - p USA e) - (p EUR ne - p EUR e)] (4) Cette formulation du TCR rassemble à la fois ses déterminants de moyen terme (l'écart de taux d'intérêt réels, qui traduit la lenteur de leur processus de convergence, en partie en raison de l'absence de synchronisation des cycles économiques) et de long terme (la préférence pour le présent et le progrès technique). Elle définit ainsi le (logarithme du) TCR d équilibre de moyen terme tous secteurs confondus, (ln)tcrmt. Le différentiel de taux d intérêt réels est supposé -ce qui sera confirmé en IV.1- se résorber à long terme, ce qui assure la convergence du TCR d équilibre de moyen terme vers son niveau de long terme. Seul le double prix relatif du secteur abrité entre les Etats-Unis et la zone euro différencie le TCR tous secteurs confondus de celui du secteur exposé. Par conséquent, le (logarithme du) TCR d équilibre de moyen terme du secteur exposé, (ln)tcrexpmt, vaut : q MT e = f (c, σ) + (1/θ) (r USA - r EUR ) (5) II.2.5. Quelques remarques sur les déterminants potentiels du double prix relatif du secteur abrité : En vertu de l'équation (1), le TCR dollar/euro d'équilibre de long terme calculé sur les indices de prix du PIB dépend des fondamentaux du TCR du secteur exposé (préférences pour le présent et PGF aux Etats-Unis et dans la zone euro) et de ceux du double prix relatif du secteur abrité. L'analyse théorique et les travaux empiriques existants montrent qu'à long terme, en situation de très forte mobilité internationale du capital, le double prix relatif du secteur abrité dépend pour l'essentiel de l'effet Balassa-Samuelson (Balassa (1964), Samuelson (1964)). Celui-ci se 8

9 présente de la façon suivante : les gains de productivité d'une économie en croissance sont largement concentrés dans le secteur exposé à la concurrence internationale, essentiellement l'industrie; ces gains de productivité entraînent une hausse des salaires dans le secteur exposé, qui se transmettent au secteur abrité ; comme les gains de productivité sont moins forts dans le secteur abrité que dans le secteur exposé, les hausses de salaires observées dans l'ensemble de l'économie débouchent sur une hausse de prix relatif du secteur abrité. III. Source et méthode de construction des données : Les données brutes employées et la méthode de construction des variables du modèle sont décrites en annexe 1 : On définit une zone euro «synthétique», composée de l'allemagne, de la France et de l'italie. Le TCR dollar/euro tous secteurs confondus est alors calculé comme une moyenne géométrique des TCR bilatéraux dollar/mark, dollar/franc et dollar/lire calculés sur les déflateurs du PIB. Chaque TCR bilatéral est pondéré par la part moyenne du pays considéré dans le PIB -exprimé en dollars de PPA constants de de la zone euro «synthétique» au cours de la période Les pondérations ainsi calculées sont de 41% pour l Allemagne, 30% pour la France et 29% pour l Italie. Des indices de prix des secteurs exposé et abrité sont calculés à partir des déflateurs sectoriels de la valeur ajoutée issus de la base International Sectoral Data Base publiée par l'ocde, moyennant un critère d'ouverture commerciale. Le TCR dollar/euro du secteur exposé et le double prix relatif du secteur abrité sont alors calculés suivant une méthode comparable à celle retenue pour le TCR tous secteurs confondus. La variable de préférence pour le présent est l'écart (lissé pour neutraliser ses fluctuations de court terme) entre les taux de consommation (C+G)/Y des Etats-Unis et de la zone euro synthétique. Ce dernier est calculé comme une moyenne pondérée des taux de consommation allemand, français et italien. La variable de progrès technique est le logarithme du rapport des PGF (lissées pour neutraliser leurs fluctuations cycliques) des Etats-Unis et de la zone euro synthétique. Cette dernière est calculée comme une moyenne pondérée des PGF allemande, française et italienne. Le différentiel de taux d'intérêt réels considéré est l'écart entre les taux d'intérêt réels à 10 ans des Etats-Unis et de la zone euro synthétique. Ce dernier est calculé comme une moyenne pondérée des taux d'intérêt réels allemand, français et italien. 9

10 Base 100 = TCR dollar/euro du secteur exposé et tous secteurs confondus TCREXP Il ressort que le TCR dollar/euro tous secteurs confondus a connu de très amples fluctuations au cours des 30 dernières années (graphique ci-dessus) : dépréciation de 30% entre 1970 et 1973, stabilité en tendance de 1973 à 1981, appréciation de près de 100% de 1981 à 1985, dépréciation de près de 50% de 1985 à 1987, stabilité en tendance de 1987 à 1994, dépréciation de plus de 15% de 1994 à 1996, puis enfin appréciation de l ordre de 25% de la fin 1996 à la fin 1999, qui s est poursuivie en Au total, et en dépit de sa forte appréciation des années récentes, le dollar aura perdu environ 25% de sa valeur par rapport à l euro entre le début 1970 et la fin Les estimations économétriques vont permettre de déterminer dans quelle mesure l évolution des «fondamentaux» permet d expliquer l ampleur des fluctuations de moyen terme et de long terme du TCR dollar/euro. Pour ce faire, conformément à (4), il eût été éventuellement possible d'estimer une relation de cointégration entre le TCR dollar/euro tous secteurs confondus, l'écart entre les taux de consommation, le rapport des PGF et le double prix relatif du secteur abrité. Toutefois, les quelques travaux introduisant un double prix relatif du secteur abrité dans une équation de long terme du TCR aboutissent à un coefficient irréaliste : en effet, alors que α devrait théoriquement devrait avoisiner la part du secteur abrité dans le PIB, soit environ 2/3, les estimations fournies par les travaux empiriques sont généralement très supérieures (2,8 chez Clostermann et Schnatz (2000), 2,7 chez Clark et MacDonald (1998, op.cit.)). C est pourquoi cette approche n'est pas retenue. On profite au contraire des données construites en annexe 1 pour adopter une approche comptable. En effet, par construction, pour toute paire de pays (parmi les 4 considérés), ces données vérifient l égalité : q = q e + 0,683*[(p ne - p e ) - (p* ne - p* e )] + c (6) où q est le TCR bilatéral tous secteurs confondus, q e le TCR du secteur exposé, 0,683 la part du secteur abrité dans le PIB en dollars de PPA de l OCDE en 1990, [(p ne - p e ) - (p* ne - p* e )] le double prix relatif du secteur abrité, et c une constante 9. TCR 9 Liée au fait que l indice de prix tous secteur confondus construit n a pas exactement été calculé comme une moyenne géométrique des indices de prix exposé et abrité : cf annexe 1. 10

11 Il suffira donc d estimer les TCR d équilibre de moyen et long terme du secteur exposé (équations (2) et (5)) pour en déduire les TCR d équilibre tous secteurs confondus correspondants (équations (3) et (4)) par l application de l égalité comptable (6). Cette approche constitue clairement un avantage par rapport à la littérature empirique existante. IV. Estimations économétriques du TCR d équilibre de moyen et de long terme du secteur exposé : On procède en cinq étapes. En premier lieu, des tests de racine unitaire sur chacune des variables du modèle sont effectués, afin de s assurer de la démarche économétrique à suivre. En second lieu, par la méthode de Johansen, l unicité de la relation de cointégration qui relie le (logarithme du) TCR exposé à ses «fondamentaux» de long terme est mise en évidence. En troisième lieu, sur la base de cette relation de cointégration unique, un modèle vectoriel à correction d erreur (VECM) est estimé, qui permet notamment de montrer que la relation de cointégration trouvée est bien une équation de taux de change (exogénéité faible des «fondamentaux»). En quatrième lieu, les TCR d équilibre de moyen et de long terme sont estimés par les moindres carrés ordinaires (MCO), suivant la méthode de Stock et Watson qui consiste à ajouter aux niveaux des variables exogènes leurs variations avancées et retardées. Enfin, afin d examiner le pouvoir explicatif du modèle à court terme et de calculer la vitesse de convergence du TCR vers son équilibre de long terme, on estime un modèle à correction d erreur à partir du résidu de la relation de cointégration estimée au cours de l étape précédente. IV.1. Tests de racine unitaire : Avant la mise en œuvre de tests de cointégration, il convient de s'assurer par des tests ADF que les variables de long terme du modèle (logarithme du TCR exposé, écart des préférences pour le présent américaine et européenne, logarithme de la PGF des Etats-Unis relativement à celle de l Europe) sont bien non stationnaires. De même, le calcul d un TCR d équilibre de «moyen terme», prenant en compte le différentiel de taux d intérêt réels entre les Etats-Unis et l Europe, implique que ce dernier soit stationnaire autour de zéro, ce qu'il convient de tester. Les tests ADF sont effectués sur données trimestrielles, sur la période : Sur le logarithme du TCR exposé Ln(TCREXP) : On teste l hypothèse nulle de racine unitaire contre l alternative «stationnarité autour d une constante». Le résultat du test ADF est le suivant : ADF = -0,45 (1 retard). Cette valeur est inférieure (en valeur absolue) à celle correspondant au seuil critique de 5%. L hypothèse nulle de racine unitaire est donc acceptée, ce qui confirme la non vérification à long terme de la PPA sur le secteur exposé entre les Etats-Unis et la zone euro synthétique. 10 Comme les préférences pour le présent et les logarithmes de la PGF considérés sont des moyennes mobiles sur 6 trimestres, les tests de racine unitaire correspondants sont en fait effectués sur la période 1971T2-1999T4. 11

12 Sur l écart entre les préférences pour le présent des Etats-Unis et de l Europe (PREFUSAMA-PREFEURMA): On teste l hypothèse nulle de racine unitaire contre l alternative «stationnarité autour d une constante». Le résultat du test ADF est le suivant : ADF = -1,12 (3 retards). Cette valeur est inférieure (en valeur absolue) à celle correspondant au seuil critique de 5%. L hypothèse nulle de racine unitaire est donc acceptée. Sur le logarithme du rapport des PGF lissées des Etats-Unis et de l'europe Ln(PGFUSAMA/PGFEURMA) : On teste l hypothèse nulle de racine unitaire contre l alternative «stationnarité autour d une tendance». Le résultat du test ADF est le suivant : ADF = -0,92 (3 retards). Cette valeur est inférieure (en valeur absolue) à celle correspondant au seuil critique de 5%. L hypothèse nulle de racine unitaire est donc acceptée. On teste ensuite l hypothèse nulle de racine unitaire contre l alternative «stationnarité autour d une constante». Le résultat du test ADF est le suivant : ADF = -2,29 (3 retards). Cette valeur est inférieure (en valeur absolue) à celle correspondant au seuil critique de 5%. L hypothèse nulle de racine unitaire est donc une nouvelle fois acceptée. Sur le différentiel de taux d intérêt réels à long terme entre les Etats-Unis et l Europe TXRLTUSA-TXRLTEUR : On teste l hypothèse nulle de racine unitaire contre l alternative «stationnarité autour de zéro». Le résultat du test ADF est le suivant : ADF = -2,70*** (1 retard). L hypothèse nulle de racine unitaire est rejetée au seuil de 1%, ce qui confirme l hypothèse de convergence à long terme des taux d intérêt réels entre les deux zones. Au vu de ces tests, il apparaît donc justifié de tester l existence d une relation de cointégration entre le (logarithme du) TCR exposé et ses deux fondamentaux que sont l écart entre les préférences pour le présent des Etats-Unis et de l Europe et (le logarithme de) la PGF relative des deux zones. De même, au vu de sa stationnarité, il est légitime d intégrer le différentiel de taux d intérêt réels à long terme dans une équation de moyen terme du TCR. 12

13 IV.2. Mise en évidence de l unicité de la relation de cointégration par la méthode de Johansen : La méthode de Johansen repose sur l estimation du modèle vectoriel à correction d erreur (VECM) suivant : Y t = Π Y t-1 + Σ i Ω i Y t-i + µ + Ε t, i = {1,, k-1}, où Y t est un vecteur (n,1) de n variables I(1), Π et Ω i deux matrices (n,n) de coefficients, µ un vecteur (n,1) de constantes et Ε t un vecteur (n,1) de résidus I(0). Le nombre de relations de cointégration correspondra au rang de Π. Dans un premier temps, on détermine le nombre de retards k par l estimation d un VAR en niveau entre les variables non stationnaires ln(tcrexp), PREFUSAMA-PREFEURMA et ln(pgfusama/pgfeurma). Les critères d information d Akaike et de Schwarz conduisent tous deux à choisir deux retards (k=2). On effectue donc le test de Johansen sur la base de k=2. Les résultats sont rassemblés dans le tableau suivant, fourni par le logiciel E-Views 11 : Series: LN(TCREXP) PREFUSAMA-PREFEURMA LN(PGFUSAMA/PGFEURMA) Lags interval: 1 to 1 Likelihood Ratio 5 Percent 1 Percent Hypothesized Eigenvalue (Trace Statistic) Critical Value Critical Value No. of CE(s) None ** At most At most 2 *(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level L.R. test indicates 1 cointegrating equation(s) at 5% significance level Le nombre de relations de cointégration est testé par la statistique de la «Trace» (Likelihood Ratio) fournie par Johansen, qui s écrit : Trace = Q r = -T Σ i Ln(1-λ i ), i = {r+1,, k}, où T est le nombre d observations, λ i la i-ème plus grande valeur propre (eigenvalue), r le nombre de relations de cointégration testé et k le nombre de variables endogènes du VECM estimé (c est à dire le nombre de variables entre lesquelles on teste la cointégration, ici trois). La Trace permet de tester l hypothèse nulle H0 «Il y a au plus r relations de cointégration» contre l alternative H1 «Il y a au moins r+1 relations de cointégration». Ainsi, la première ligne du tableau, dans laquelle figure la plus grande valeur propre, fournit un test de H0 «Il y a plus zéro relation de cointégration» (de fait exactement zéro) contre l alternative H1 «Il y a au moins 1 relation de cointégration». On constate que H0 est rejetée au seuil de 1% : il y a au moins une relation de cointégration entre ln(tcrexp), PREFUSAMA-PREFEURMA et ln(pgfusama/pgfeurma). La deuxième ligne du tableau teste H0 «Il y a au plus 1 relation de cointégration» contre H1 «Il y a au moins 2 relations de cointégration» : H0 est acceptée au seuil de 5%. Par conséquent, comme il y au moins et au plus une relation de cointégration, on conclut qu il y en a exactement une. 11 Le nombre de retards indiqué (lags interval) désigne ici k-1 et non k. 13

14 IV.3. Estimation d un modèle vectoriel à correction d erreur (VECM) : Sachant maintenant qu il existe une unique relation de cointégration entre les variables considérées, on estime sous cette hypothèse et pour k = 2 le VECM suivant : Y t = Π Y t-1 + Ω 1 Y t-1 + ρ (TXRLTUSA - TXRLTEUR) + µ + Ε t, où Y t est le vecteur (3,1) composé de ln(tcrexp), PREFUSAMA-PREFEURMA et ln(pgfusama/pgfeurma), Π et Ω 1 deux matrices (3,3) de coefficients, (TXRLTUSA - TXRLTEUR) l écart de taux d intérêt réels à 10 ans entre les Etats-Unis et l Europe (variable stationnaire exogène du VECM), ρ et µ deux vecteurs (3,1) de coefficients et Ε t un vecteur (3,1) de résidus I(0). Les trois équations obtenues sont les suivantes (les t de Student figurent en italique et entre parenthèses) : ln(tcrexp t ) = -0,28*[ln(TCREXP t-1 ) + 0,023*(PREFUSAMA t-1 - PREFEURMA t-1 ) - (-6,4) 0,26*ln(PGFUSAMA t-1 /PGFEURMA t-1 ) - 4,4] + 0,27* ln(tcrexp t-1 ) + 0,03* (PREFUSAMA t-1 (3,4) (1,7) - PREFEURMA t-1 ) + 3,32* ln(pgfusama t-1 /PGFEURMA t-1 )] + 0,02*(TXRLTUSA - (3,1) (5,5) TXRLTEUR) - 0,01 (-2,1) (PREFUSA t -PREFEUR t ) = +0,17*[ln(TCREXP t-1 ) + 0,023*(PREFUSAMA t-1 - PREFEURMA t-1 ) (1,0) - 0,26*ln(PGFUSAMA t-1 /PGFEURMA t-1 ) - 4,4] - 0,57* ln(tcrexp t-1 ) + 0,8* (PREFUSAMA t-1 (-1,8) (14,0) - PREFEURMA t-1 ) - 7,2* ln(pgfusama t-1 /PGFEURMA t-1 )] - 0,003*(TXRLTUSA - (-1,8) (-0,2) TXRLTEUR) - 0,003 (-0,2) ln(pgfusama t-1 /PGFEURMA t-1 ) = -0,001*[ln(TCREXP t-1 ) + 0,023*(PREFUSAMA t-1 - (-0,3) PREFEURMA t-1 ) - 0,26*ln(PGFUSAMA t-1 /PGFEURMA t-1 ) - 4,4] + 0,01* ln(tcrexp t-1 ) (2,1) + 0,004* (PREFUSAMA t-1 - PREFEURMA t-1 ) + 0,88* ln(pgfusama t-1 /PGFEURMA t-1 )] (5,1) (16,5) + 0,0002*(TXRLTUSA - TXRLTEUR) - 0,0002 (0,9) (-0,9) Statistiques des équations Equation 1 Equation 2 Equation 3 R 2 corrigé Ecart-type du résidu ADF (sur le résidu, H1 = «stationnaire autour de zéro») LM(1) LM(4) Jarque-Bera 0,35 0,04-10,4*** 0,025 5,03 0,66 0,75 0,15-8,9*** 3,73* 17,33*** 0,44 0,7 0,002-9,4*** 1,74 3,27 1,62 *** (**,*) : hypothèse nulle rejetée au seuil de 1% (5%, 10%) 14

15 Les propriétés statistiques des trois équations sont globalement satisfaisantes. Les résidus sont stationnaires 12 (l hypothèse nulle de présence d une racine unitaire est rejetée), non autocorrélés (les hypothèses nulles d absence d autocorrélation d ordre 1 et 4 sont acceptées par les tests LM du multiplicateur de Lagrange, sauf à l ordre 4 pour la deuxième équation), et distribués comme une loi normale (l hypothèse nulle de normalité des résidus est acceptée par le test de Jarque-Bera). Il ressort de ces trois équations que la relation de cointégration mise en évidence par la méthode de Johansen est bien une équation de taux de change. En effet, le terme de rappel n est significatif que dans la première équation (t de Student = -6,4, contre t = 1,0 et 0,3 dans les deux autres), ce qui signifie qu un écart à la relation de long terme n exerce de force de rappel que sur le TCR. En d autres termes, les «fondamentaux» PREFUSAMA- PREFEURMA et ln(pgfusama/pgfeurma) sont (faiblement) «exogènes». IV.4. Estimation des TCR d équilibre de moyen et de long terme par les moindres carrés ordinaires (MCO) : Après avoir mis en évidence une unique relation de cointégration entre le TCR et les «fondamentaux» de long terme du modèle théorique, et montré qu il s agit bien d une équation de TCR, on peut estimer les TCR d équilibre de moyen et de long terme du secteur exposé par les MCO. Pour ce faire, on régresse ln(tcrexp) sur PREFUSAMA- PREFEURMA, ln(pgfusama/pgfeurma) (fondamentaux de long terme) et TXRLTUSA-TXRLTEUR (fondamental de moyen terme). Conformément à la méthode de Stock et Watson, afin d améliorer les propriétés asymptotiques de l estimation et de pouvoir interpréter les t de Student, on ajoute les variations avancées et retardées des fondamentaux de long terme aux régresseurs 13. L équation obtenue est la suivante : ln(tcrexp t ) = -0,03*(PREFUSAMA t - PREFEURMA t ) + 0,5*ln(PGFUSAMA t /PGFEURMA t ) (-8,9) (2,6) + 0,06*(TXRLTUSA t -TXRLTEUR t ) + 4,39 + (Variations avancées et retardées des exogènes) (10,1) (180,6) Statistiques de l équation : R 2 corrigé = 0,82 Ecart-type du résidu = 0,074 ADF (sur le résidu, H1 = «stationnaire autour de zéro») = -5,3*** (1 retard) Jarque-Bera = 1,01 *** (**,*) : hypothèse nulle rejetée au seuil de 1% (5%, 10%) 12 Après élimination des variations retardées non significatives, les tests ADF ont été effectués avec zéro retard pour les trois équations. 13 Elles ne sont pas affichées dans l équation ci-après. La méthodologie suivie est celle proposée par Banerjee et alii (1998), à savoir une procédure «backward». On estime l équation avec les variations des fondamentaux de long terme avancées de deux et retardées de quatre trimestres. On élimine ensuite progressivement (sur la base d un test de Wald) les niveaux de retards non significatifs, jusqu à ce que les variations restantes soient significatives. 15

16 D après cette équation, le (log du) TCR d équilibre de moyen terme du secteur exposé vaut : ln(tcrexpmt) = -0,03*(PREFUSAMA - PREFEURMA) (7) + 0,5*ln(PGFUSAMA/PGFEURMA) + 0,06*(TXRLTUSA-TXRLTEUR) + 4,39 et celui de long terme s écrit : ln(tcrexplt) = -0,03*(PREFUSAMA - PREFEURMA) (8) + 0,5*ln(PGFUSAMA/PGFEURMA) + 4,39 Des tests ADF sur l écart entre le (log du) TCR exposé et ses niveaux d équilibre de moyen et de long terme tendent à montrer qu il y a convergence dans les deux cas (ADF = -4,12*** (1 retard) et -2,92*** (3 retards) respectivement). Les résidus de l équation estimée sont également stationnaires, et distribués comme une loi normale (l hypothèse nulle de normalité est acceptée par le test de Jarque-Bera). Les coefficients obtenus sont de signes conformes au modèle théorique, et tous significatifs : une augmentation de l écart entre les préférences pour le présent américaine et européenne déprécie le TCR dollar/euro à long terme ; une accélération du progrès technique aux Etats- Unis relativement à l Europe l apprécie, de même qu un différentiel de taux d intérêt réels positif en faveur des Etats-Unis, dont l effet se limite toutefois au moyen terme du fait de la convergence des taux d intérêts réels entre les deux zones à long terme. Par ailleurs, au vu de l observation des résidus récursifs de l équation, l équation s'avère globalement stable : 0.3 Résidus récursifs de l équation de TCR estimée par les MCO Recursive Residuals ± 2 S.E. L observation des résidus récursifs permettent de généraliser les tests de rupture tels que le test de Chow. Pour les calculer, on estime successivement le modèle théorique sur les périodes [1, n+1], [1, n+2],, [1, t],, [1, T-2], [1, T-1], avec n le nombre de variables (et donc de coefficients) du modèle et T le nombre d obervations dont on dispose. A chaque fois (T-n+1 au total), la valeur des coefficients estimés est différente. Pour tout t-1 compris entre n+1 et T-1, on formule alors une prévision du (log du) TCR exposé en t en utilisant la valeur des coefficients du modèle estimé jusqu en t-1. L écart entre le (log du) TCR exposé en t et la prévision formulée à l aide de l information disponible en t-1 est l erreur de prévision. Le rapport de cette erreur à sa variance fournit un résidu récursif. La répétition T-n+1 fois de cette procédure aboutit à T-n+1 résidus récursifs, rassemblés sur le graphique ci-dessus. Si le modèle estimé est stable, les résidus récursifs seront indépendamment et normalement 16

17 distribués, de moyenne zéro et d écart-type constant σ. Tel est manifestement le cas ici : en effet, à quelques très rares exceptions près 14, les résidus récursifs se situent systématiquement au sein de la bande [-2σ, +2σ]. IV.5. Estimation d un modèle à correction d erreur (ECM) à partir du résidu de l équation de long terme : Afin d examiner le pouvoir explicatif du modèle à court terme et de calculer la vitesse de convergence du TCR exposé vers son équilibre, il est possible d estimer un modèle à correction d erreur à partir du résidu de la relation de long terme précédente. L équation obtenue est la suivante : ln(tcrexp t ) = -0,29*[ln(TCREXP t-1 + 0,03*(PREFUSAMA t-1 - PREFEURMA t-1 ) (-6,3) - 0,5*ln(PGFUSAMA t-1 /PGFEURMA t-1 ) - 4,39] + 0,3* ln(tcrexp t-1 ) (3,6) + 0,03* (PREFUSAMA t-1 - PREFEURMA t-1 ) + 4,1* ln(pgfusama t-1 /PGFEURMA t-1 ) (2,0) (3,7) + 0,02*(TXRLTUSA t - TXRLTEUR t ) - 0,001 (5,2) (-0,15) Statistiques de l équation : R 2 corrigé = 0,35 Ecart-type du résidu = 0,04 DW = 2,0 LM(1) = 0,001 LM(4) = 3,24 ADF (sur le résidu, H1 = «stationnaire autour de zéro») = -10,4*** (0 retard) White (hétéroscédasticité) = 10,66 Jarque-Bera = 0,39 *** (**,*) : hypothèse nulle rejetée au seuil de 1% (5%, 10%) Cette estimation est très comparable à la première équation du VECM estimé en IV.3. Toutefois, le coefficient de la variable ln(pgfusama t-1 /PGFEURMA t-1 ) était deux fois moins fort dans le VECM, ce qui laisse planer un doute sur la robustesse de l effet du progrès technique sur le TCR exposé à long terme. Les propriétés statistiques de l équation sont satisfaisantes : les résidus sont stationnaires, non auto-corrélés, homoscédastiques (l hypothèse nulle d homoscédasticité est acceptée par le test de White) et distribués comme une loi normale. Au vu du R 2, les fondamentaux de moyen et de long terme du TCR expliqueraient environ le tiers de sa variance trimestrielle. Le coefficient positif à court terme de la variation en t-1 de la variable de préférence pour le présent contraste avec celui, négatif, obtenu à long terme. Cette apparente contradiction est en fait en accord avec les enseignements du modèle 14 Ayant toutes lieu lors de la première moitié des années 1980, période caractérisée par une surévaluation massive du dollar (cf V). 17

18 NATREX, qui prédit qu une hausse de la préférence pour le présent apprécie le TCR à moyen terme et le déprécie à long terme. Enfin, il convient de noter la faible durée de vie des déviations par rapport à la relation de long terme : leur demi-vie s établit à deux trimestres (ln(0,5)/ln(1-0,29)), contre plusieurs années dans les études récentes consacrées à la convergence vers la PPA sur données de panel. V. Interprétation des résultats : Par construction, conformément à l équation (7) de la section III.1.1, le TCR dollar/euro d équilibre de moyen terme tous secteurs confondus TCRMT s écrit, avec PXRELAT le double prix relatif du secteur abrité : Ln(TCRMT) = q MT = ln(tcrexpmt) + 0,683*(PXRELAT) - 3,14 Soit finalement : q MT = -0,03*(PREFUSAMA - PREFEURMA) + 0,5*ln(PGFUSAMA /PGFEURMA) (9) + 0,06*(TXRLTUSA - TXRLTEUR) + 0,683*(PXRELAT) + 1,25 De même, le TCR d équilibre de long terme tous secteurs confondus TCRLT s écrit : q LT = -0,03*(PREFUSAMA - PREFEURMA) + 0,5*ln(PGFUSAMA /PGFEURMA) (10) + 0,683*(PXRELAT) + 1,25 Le TCR dollar/euro tous secteurs confondus et ses niveaux d équilibre de moyen et de long terme sont rassemblés sur le graphique suivant : 18

19 Base 100 = TCR dollar/euro tous secteurs confondus, TCR d'équilibre de moyen terme et TCR d'équilibre de long terme TCR TCRMT TCRLT En dépit de la convergence manifeste du TCR vers les TCRMT et TCRLT, mise en évidence de façon plus formelle par l économétrie, il ressort que le TCR dollar/euro a connu des périodes de mésalignements prolongées au cours des 30 dernières années. En particulier, au regard des fondamentaux du modèle, le dollar était très surévalué avant l avènement des changes flottants (graphique ci-dessous) : de 20% en , soit vraisemblablement de 30% à 40% en De même, bien que le dollar était sous-évalué de plus de 20% en 1980, sa forte appréciation de la première moitié des années 1980 s est traduite par l apparition d une surévaluation de grande ampleur : +50% par rapport à son niveau d équilibre de long terme en 1985, et +20% par rapport à celui de moyen terme, qui tient compte du différentiel de taux d intérêt réels fortement positif qui prévalait en faveur des Etats-Unis à cette date 16. En revanche, depuis la correction intervenue en , les fluctuations du TCR dollar/euro ont globalement été conformes à ce que suggéraient les fondamentaux. Toutefois, la surévaluation de 10% environ constatée à la fin 1999 se serait accentuée en 2000 pour atteindre 25% au deuxième trimestre (cf graphique ci-dessous), ce qui suggère un potentiel de dépréciation conséquent. 15 L estimation ne commence qu à la fin 1971, en raison du calcul de moyennes mobiles sur six trimestres des fondamentaux. 16 En effet, d après l équation (10), un écart d un point entre les taux d intérêt réels américain et européen implique un niveau de TCR (temporairement) supérieur de 6% à son équilibre de long terme. Or, le différentiel de taux d'intérêt a culminé à 4% en 1985, ce qui justifiait un TCR supérieur à moyen terme supérieur d environ 25% à son niveau de long terme. 19

20 En % Pourcentage de surévaluation du TCR dollar/euro par rapport à ses niveaux d'équilibre de moyen et de long terme Ecart entre TCR et TCRMT Ecart entre TCR et TCRLT D après l équation (10), une hausse permanente d un point de PIB de l écart entre les préférences pour le présent américaine et européenne déprécie le TCR dollar/euro de 3% à long terme. Un écart annuel positif d un point entre les taux de croissance de la PGF aux Etats-Unis et en Europe apprécie le TCR dollar/euro d ½ % à long terme. Enfin, une hausse de 1% du double prix relatif des biens non échangeables des Etats-Unis relativement à l Europe apprécie le TCR dollar/euro de 2/3 % à long terme. Afin de quantifier l impact de chacun de ces trois fondamentaux sur le TCRLT dollar/euro, la période des changes flottants est décomposée en quatre sous-périodes : , phase de stabilité de TCRLT ; , phase de forte appréciation ; , phase de forte dépréciation ; , phase d appréciation modérée. Les contributions obtenues sont les suivantes : Contributions des fondamentaux à la variation de TCRLT Variation de TCRLT Contribution de l écart entre les préférences pour le présent Contribution de l écart de croissance de la PGF Contribution du double prix relatif du secteur abrité 72T1 81T1-2,4% +17,8% -5,5% -14,7% 81T1 86T1 +16% +1,2% +0,8% +14,0% 86T1 92T2-24,7% -18,1% -2,6% -3,9% 92T2 99T4 +9,6% +3,2% +2,7% +3,7% Il ressort que l écart entre les préférences pour le présent américaine et européenne, ainsi que les déterminants du double prix relatif du secteur abrité, expliquent l essentiel des fluctuations du TCRLT au cours des 30 dernières années. De 1972 à 1981, toutes choses égales par ailleurs, la baisse de la préférence des Etats-Unis relativement à l Europe (graphique cidessous) se serait traduite par une appréciation de 18% du TCRLT. Mais du fait d un impact de même ampleur, en sens contraire, de la baisse du double prix relatif des biens non échangeables, le TCRLT serait finalement demeuré stable. Entre 1981 et 1986, l appréciation de 16% du TCRLT aurait entièrement résulté de celle du double prix relatif du secteur abrité, les autres fondamentaux étant restés plutôt stables. Entre 1986 et 1992, la chute de 25% du TCRLT s expliquerait pour les trois-quarts par la montée de l écart entre les préférences pour le présent, elle-même en partie liée à la montée du déficit budgétaire américain. Enfin, entre 1992 et 1999, les trois fondamentaux auraient contribué chacun à hauteur d un tiers à la hausse de 10% du TCRLT. 20