EQUILIBRIUM EXCHANGE RATE AND AJUSTMENT PROCESS OF THE FRANC CFA

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1 Taux de change d équilibre et processus d ajustement du franc CFA 1 Cécile Couharde * Issiaka Coulibaly ** Olivier Damette *** L objet de cet article est d estimer le mésalignement des monnaies des pays de la zone CFA et d analyser les modalités de convergence de leurs taux de change effectifs réels à leur niveau d équilibre, sur la période A cette fin, nous estimons tout d abord une relation de long terme entre les taux de change effectifs réels et leurs fondamentaux économiques en recourant aux techniques de cointégration en panel. Nous estimons ensuite un modèle à correction d erreur à transition lisse en panel afin de prendre en compte des phénomènes de non-linéarités dans le processus de convergence des taux de change effectifs réels à leurs valeurs d équilibre. Nos résultats montrent que l appréciation des taux de change effectifs réels des pays de la zone de la CFA à partir des années 2000 ne s est pas traduite par une surévaluation réelle de leurs monnaies en Toutefois, certains pays subissent des surévaluations importantes, ce qui traduit une forte hétérogénéité et l absence d un processus de convergence au sein de la zone CFA. Nous montrons enfin que le processus de convergence vers les fondamentaux est caractérisé par des non linéarités selon que les pays se trouvent dans des régimes de sous ou de sur-évaluation. Il en résulte que le processus de convergence se produit exclusivement en régime de sous-évaluation. Cela semble justifier le recours à des politiques de dévaluation nominale comme ce fut le cas au début des années EQUILIBRIUM EXCHANGE RATE AND AJUSTMENT PROCESS OF THE FRANC CFA The aim of this paper is to estimate currencies misalignments of CFA zone countries and to analyse the adjustment process of their real effective exchange rates towards their equilibrium level over the period To this end, we firstly estimate a long term relationship between the real effective exchange rate and economic fundamentals, relying on panel cointegration techniques. Secondly, we estimate a panel smooth transition error correction model in order to take into account non linearities in the convergence process of real exchange rate towards their equilibrium level. Our findings show that the real appreciation of effective exchange rates in CFA zone countries from the 2000s did not translate into real overvaluation of their currencies in However, some countries experience significant overvaluation, reflecting a high heterogeneity and a lack of a convergence process within the CFA zone. Finally, we show that the adjustment process exhibits some non linearities wether an undervaluation or an overevalution occurs. It follows that the convergence process are associated with undervalued exchange rate. It seems that policy of devaluation may be justified, as in the early 1990 s. Classification JEL : C23, F31, O1. 1 Nous remercions Gerard Duchêne pour ses remarques et Josep Carrion-i-Silvestre pour nous avoir fourni le code Gauss associé à son test de racine unitaire. * EconomiX-CNRS, Université Paris Ouest, cecile.couharde@u-paris10.fr. ** Erudite, Université Paris Est Créteil, issiaka1.coulibaly@etu.u-pec.fr. ***.Erudite, Université Paris Est Créteil, olivier.damette@u-pec.fr. 1

2 Dans les pays de la zone Franc, la dévaluation de 1994 a, pendant quelques années, permis d accélérer la croissance de la zone. Néanmoins, le ralentissement de l activité à partir des années 2000 a mis en exergue la persistance de handicaps structurels. En particulier, en raison de son ancrage à l euro, le franc CFA s est considérablement apprécié durant la décennie. Entre 2000 et 2010, le dollar a en effet perdu 43% de sa valeur contre l euro, et donc contre le franc CFA. L appréciation de la monnaie constitue un inconvénient majeur : elle peut en effet se traduire en surévaluation réelle qui pénalise la compétitivité extérieure. Coudert et al. [2010] soulignent ainsi que la monnaie d ancrage n est pas neutre : leurs estimations du taux de change d équilibre pour ces économies montrent que le franc CFA tend à être surévalué dans les périodes durant lesquelles l euro est fort. Dans les pays de la zone franc, ce phénomène de surévaluation se pose avec d autant plus d acuité que les secteurs d exportation sont souvent vitaux en raison de l étroitesse de leur marché intérieur, de la faible diversification de leur production et de la faiblesse de leur capital humain et de leur potentiel technologique. Il apparaît donc que, pour ces pays, la croissance dépend en grande partie des secteurs d exportation qui constituent la principale source de devises étrangères, le principal pourvoyeur des recettes publiques, et constituent les principaux secteurs attractifs des IDE (Elbadawi et al. [1999]). Aussi, face aux difficultés actuelles de la zone, certains perçoivent l ancrage à l euro comme une source potentielle de surévaluation et un frein au développement économique et la question d une nouvelle dévaluation depuis celle de 1994 a refait surface. Pour d autres, les effets d une nouvelle dévaluation sont cependant incertains dans la mesure où elle ne permettrait pas de faire face aux difficultés structurelles de la zone. L objet de cet article est d estimer les mésalignements des monnaies des pays de la zone CFA et d analyser les modalités de convergence des taux de change effectifs réels des pays de cette zone à leur niveau d équilibre. Nous cherchons notamment à répondre aux deux questions suivantes. L appréciation du franc CFA depuis les années 2000 s est-elle traduite par une surévaluation réelle de la monnaie d une ampleur comparable à celle observée avant la dévaluation de 1994? Comment s effectue le processus de convergence des taux de change effectifs réels vers leur niveau d équilibre? Cette dernière question est particulièrement importante pour les pays de la zone CFA. En effet, une correction du Franc CFA devrait être d autant plus efficace que les périodes de surévaluation apparaissent durables et qu elle permet un retour rapide aux équilibres macroéconomiques des économies. Afin de répondre à ces questions, nous procédons en deux étapes : nous recourons tout d abord aux techniques de cointégration en panel afin d estimer une relation de long terme entre les taux de change effectifs réels et leurs fondamentaux économiques. Nous estimons ensuite un modèle à correction d erreur à transition lisse en panel afin de prendre en compte des phénomènes de non-linéarités dans le processus de convergence des taux de change effectifs réels à leurs valeurs d équilibre. La section 1 expose le cadre théorique et dresse une brève revue de la littérature sur l approche des taux de change d équilibre dans les économies en développement. La section 2 présente nos estimations de taux de change d équilibre et de mésalignements. La section 3 analyse le processus de convergence des taux de change effectifs réels des pays de la zone franc à leur valeur d équilibre. La section 4 conclut l article. 2

3 TAUX DE CHANGE D EQUILIBRE DANS LES PAYS DE LA ZONE CFA Parmi les modèles de taux de change réel d équilibre, certains rendent compte plus spécifiquement de la dynamique du taux de change réel dans les économies en développement (Edwards [1994], Elbadawi [1994], Hinkle et Montiel [1999]). Ces modèles mettent en évidence le rôle joué par un certain nombre de fondamentaux dans la détermination du taux de change d équilibre, dans la même logique que les modèles développés dans le cadre des économies industrialisés. En particulier, ces modèles théoriques permettent de déduire une équation réduite du taux de change réel en fonction d un certain nombre de fondamentaux, conformément à l approche comportementale du taux de change d équilibre dite BEER (Behavioral Equilibrium Exchange Rate). Toutefois, ces modèles, dans la mesure où ils tiennent compte de certaines spécificités des économies en développement, intègrent généralement des fondamentaux qui sont omis dans la détermination des taux de change d équilibre des pays industrialisés et des économies émergentes. Cadrage théorique La plupart des travaux considère une petite économie ouverte à deux secteurs (biens échangeables et biens non échangeables) dans laquelle le taux de change réel d équilibre correspond au taux de change réel interne qui prévaut dans une économie ayant atteint ses équilibres interne et externe 2 (voir par exemple Montiel [1999]). L équilibre interne correspond à l équilibre des marchés des biens non échangeables et du travail, soit : N ( q, ξ ) = c + g = ( 1 θ ) qc + g, y q < 0, y ξ < 0 y (1) N N N N Avec q, le taux de change réel interne qui rapporte le prix domestique des biens échangeables au prix domestique des biens non échangeables 3, y, l offre de biens non échangeables compatible N avec une situation de plein emploi ; c, la consommation privée totale mesurée au prix des biens échangeables ; θ, la part des dépenses consacrées aux biens échangeables ; g les dépenses gouvernementales en biens non échangeables et ξ, un choc de productivité en faveur du secteur échangeable. L équilibre externe est défini, quant à lui, par la condition de soutenabilité à long terme de la dette extérieure ; autrement dit, la position extérieure nette doit atteindre une valeur d'équilibre stationnaire : ( q, ξ ) g ( θ + φ) c + z + rf = 0, y q > 0, y > 0 f ɺ = b + z + rf = y ξ (2) T T Avec f, la position extérieure nette ; b, la balance commerciale ; z, les transferts nets, mesurés au prix des biens échangeables ; φ, coûts de transaction associés aux dépenses privées déterminés à long terme par le taux d inflation domestique, π ; r, intérêts réels perçus sur la position extérieure nette. N T T T N 2 Sachant que les variables exogènes ont atteint leurs valeurs d équilibre et que les politiques économiques sont soutenables. 3 Une hausse de q correspond à une dépréciation du taux de change réel. 3

4 * Le taux de change réel d'équilibre, q, correspond alors au taux de change réel conduisant à la réalisation simultanée des équilibres interne (1) et externe (2), soit : * * * * q = q g, g, r f + z,π,ξ N T T (3) Avec * désignant la valeur d équilibre de long terme. Quels déterminants du taux de change réel d équilibre des pays de la zone CFA? Le modèle précédent permet de faire ressortir un certain nombre de facteurs explicatifs du niveau de long terme du taux de change réel d'équilibre : le différentiel de productivité positif en faveur du secteur des biens échangeables, les dépenses publiques en biens non échangeables et biens échangeables, le taux d inflation domestique, les transferts internationaux, les intérêts réels perçus sur la position extérieure nette d équilibre. Le différentiel de productivité positif en faveur des biens échangeables fait référence à l effet Balassa-Samuelson. Une augmentation de la productivité dans le secteur des biens échangeables entraîne une hausse des salaires dans ce secteur (pour maintenir l égalité avec les prix internationaux). Il en résulte une montée des prix relatifs dans le secteur des biens non échangeables, où la productivité n a pas augmenté parallèlement, et une appréciation du taux de change réel d équilibre. Contrairement au cas des pays développés, les dépenses publiques sont le plus souvent prises en compte dans la modélisation et l estimation des taux de change d équilibre des économies en développement (Edwards [1994], Elbadawi [1994]) et des pays de la zone CFA (Baffes et al. [1999], Roudet et al. [2007]). Leur impact sur le taux de change réel d équilibre est ambigu dans la mesure où il dépend de leur répartition entre biens échangeables et non échangeables. Une augmentation de la dépense publique dans les biens non échangeables entraîne un excès de demande sur ce marché qui doit être résorbé par une appréciation du taux de change réel d équilibre. A contrario, une hausse des dépenses publiques dans le secteur des biens échangeables aboutit à une détérioration de la balance commerciale : une dépréciation du taux de change réel d équilibre est donc nécessaire pour rétablir l équilibre externe. Les entrées de capitaux (intérêts perçus sur la position extérieure nette, transferts internationaux), dans la mesure où elles permettent de relâcher la contrainte sur le commerce des biens et services, conduisent à une appréciation du taux de change réel d équilibre. Généralement, dans le cas des économies développées, les flux de capitaux sont approximés par la position extérieure nette. Les études relatives aux pays de la zone CFA font apparaître différentes variables possibles susceptibles de rendre compte des flux de capitaux 4. Ainsi, Dufrenot et Yehoue [2005] prennent en compte, dans leurs estimations des taux de change réels d équilibre de 64 pays en développement, les revenus nets de l étranger et l aide publique au développement. Aydin [2010] retient comme déterminants des flux de capitaux dans les économies subsahariennes, la position extérieure nette, l aide publique au développement ainsi que les transferts privés mesurés par les envois de fonds des travailleurs. D autres travaux cherchent à estimer un solde courant d équilibre. Elbadawi et Soto [2005] estiment le niveau soutenable de la balance courante en régressant sur données de panel les importations sur les exportations, l aide publique au développement, le service de la dette, et 4 Roudet et al. [2007] excluent les flux de capitaux considérés comme négligeables dans l estimation du taux de change d équilibre de l Union Economique et Monétaire Ouest Africaine. 4

5 la variation de la dette extérieure. Baffes et al. [1999], quant à eux, redéfinissent l équilibre externe en tenant compte de l accès limité des économies en développement aux marchés financiers internationaux. Dans ce cadre, l équilibre externe est approximé par la balance commerciale en volume et corrigée des termes de l échange. L extension du modèle précédent à trois secteurs permet, par ailleurs, de passer du taux de change réel interne au taux de change réel externe et de mettre en évidence d autres déterminants potentiels des taux de change d équilibre des économies en développement et qui sont particulièrement pertinents dans le cas des pays de la zone CFA. Ainsi, en distinguant dans le secteur des biens échangeables, des biens exportables et des biens importables, il est possible de faire apparaître la politique commerciale ainsi que les termes de l échange (Baffes et al. [1999], Edwards [1994], Elbadawi [1994]) parmi les déterminants fondamentaux du taux de change réel d équilibre. L'effet d'une libéralisation commerciale (réduction des taxes à l'importation ou des subventions à l'exportation) déprécie le taux de change réel d'équilibre à long terme. L'impact exercé par une amélioration des termes de l'échange est ambigu puisqu'il se traduit par des effets différenciés sur le taux de change réel d équilibre. Ainsi, la hausse de la production des biens exportables entraîne un effet revenu positif, qui conjugué à un effet de substitution dans l offre, entraîne une appréciation du taux de change réel d équilibre. Cependant, les agents peuvent être incités à substituer dans leur panier de consommation les biens non échangés par les biens importables devenus moins chers. Cet effet de substitution du côté de la demande se traduit par une dépréciation du taux de change réel d équilibre. Une hypothèse simplificatrice consiste à supposer que l'effet revenu domine l'effet substitution du côté demande ou que la matière première est entièrement exportée, ce qui permet d omettre l impact de son prix sur la demande locale (De Gregorio et Wolf [1994]). Dans ce cas, une amélioration des termes de l'échange conduit à une appréciation du taux de change réel d'équilibre. L ESTIMATION DES TAUX DE CHANGE REELS D EQUILIBRE Afin d estimer le taux de change d équilibre des pays de la zone CFA, nous recourons - comme la plupart des travaux portant sur cette zone à l approche BEER dans laquelle le taux de change d équilibre est la solution d une relation de long terme entre le taux de change réel et ses fondamentaux économiques : où LTCER désigne le taux de change effectif réel ; LTOT, les termes de l échange ; LPROD, la productivité par tête relative, LOPEN, le degré d ouverture ; LDEP, les dépenses publiques rapportées au PIB et NFA, la position extérieure nette rapportée au PIB. Les coefficients β représentent les paramètres à estimer. Toutes les variables sont, exprimées en logarithme exceptée la position extérieure nette (NFA). (4) 5

6 Les données Notre étude porte sur 13 pays de la zone CFA 5. Les données sont annuelles et couvrent la période 1985 à Elles sont issues des bases de données de la Banque Mondiale (World Development Indicators), du FMI (International Financial Statistics), de la CNUCED (Nations Unies, manuel de statistiques) et de la base en ligne de Lane et Milesi-Ferretti [2007] 6 pour les positions extérieures nettes. Les taux de change effectifs réels sont calculés en utilisant les dix principaux partenaires commerciaux de chaque pays considéré, pondérés par leur poids dans le commerce extérieur du pays considéré sur la période Les termes de l échange des matières premières sont construits conformément à l approche développée par Cashin et al. [2004] et Coudert et al. [2010] qui tient compte du prix des trois principales matières premières exportées pour chacun des 13 pays, déflaté par un indice de prix des exportations manufacturières des pays de l OCDE. Pour les pays exportateurs de pétrole, les termes de l échange tiennent compte du seul prix du pétrole, déflaté par le même indice. L effet Balassa est mesuré par les niveaux de vie relatifs (PIB PPA par tête), qui servent d approximation aux différences de productivité relative entre les secteurs. La pondération est la même que celle utilisée pour le calcul des taux de change effectifs réels. Le taux d ouverture est mesuré par la somme des exportations et des importations en pourcentage du PIB. L estimation de la relation de long terme Nous testons tout d abord l ordre d intégration de nos séries et ensuite l existence ou non d une relation de coïntégration par le biais des techniques économétriques de panels non stationnaires. Le recours aux données de panel offre, en effet, l avantage de pouvoir travailler avec des échantillons de petite taille dans la dimension temporelle, ce qui est souvent le cas des pays africains, et donc de remédier au problème classique de faible puissance des tests en petit échantillon 7. Nous procédons aux trois générations de tests de racine unitaire 8 : les tests dits de 2 e et 3 e génération présentent l avantage de prendre en compte respectivement la dépendance interindividuelle et la présence de points de rupture dans le processus stochastique des séries. Ce choix est motivé par certaines caractéristiques propres aux pays de la zone CFA. En effet, la forte corrélation entre les différents taux de change effectifs réels, en raison de la même monnaie 5. La zone franc CFA comprend les pays de l Union Economique et Monétaire Ouest-Africaine (Bénin, Burkina Faso, Côte d Ivoire, Guinée-Bissau, Mali, Niger, Sénégal, Togo) et les pays de la Communauté Economique et Monétaire de l Afrique Centrale (Cameroun, Gabon, Guinée équatoriale, République du Congo, République centrafricaine, Tchad). La Guinée-Bissau n est pas prise en compte dans la mesure où elle n est membre de l UEMOA que depuis L estimation en données de panel confère certains avantages par rapport à l estimation pays par pays (Voir Lopez-- Villavicencio, [2006]). Chudik et Mongardini [2007] en appliquant les deux méthodes sur un ensemble de pays d Afrique Sub-saharienne, montrent que les résultats des techniques de panel non stationnaire sont plus robustes et conduisent à de meilleurs résultats. Par ailleurs, nous ne retenons pas la Guinée Bissau dans notre étude puisqu elle n a rejoint l UEMOA qu en Les tests préalables à l utilisation des tests de seconde et troisième génération ont été réalisés. Il s agit des tests de dépendance inter-individuelle, de Pesaran (CD) et de Breush-Pagan (LM test) et du test LM de nombre de points de rupture. Les résultats globaux sont disponibles sur demande. 6

7 d ancrage, implique que l hypothèse d indépendance inter-individuelle sous jacente aux tests de première génération n est plus pertinente. Par ailleurs, ces pays présentent une forte exposition à certains chocs communs (dévaluation ou plan d ajustement structurel de 1994, chocs de termes de l échange). Il convient alors de tester l existence de ruptures structurelles permise par les tests de troisième génération. Nous ne retenons ici que les tests qui présentent les meilleures propriétés en échantillon fini, c'est-à-dire qui restent relativement puissants avec un nombre limité d observations. Ainsi, nous retenons les tests de première génération d Im et al. [2003] et de Madalla et Wu [1999] ; de seconde génération de Pesaran [2004] et de Choi [2002] ; et enfin au test de troisième génération de Carrion et al. [2005] qui prend en compte à la fois la dépendance inter-individuelle et l existence de ruptures structurelles. Le tableau 1 synthétise les résultats de ces différents tests. Tableau 1. Tests de racine unitaire 1 ère génération 2 e génération 3 e génération Variables Im et al. Madalla et Wu Pesaran Choi Carrion et al. IPS Pm Z LM ( ) TCER 1.76 (0.96) (0.86) (0.49) (0.97) 1.66 (0.95) (0.00) TOT 2.31 (0.99) (0.00) (0.07) (0.84) 3.61 (0.99) (0.00) PROD 0.23 (0.59) (0.94) (0.10) 0.16 (0.45) (0.27) (0.00) NFA 4.77 (1.00) (0.98) (0.22) (0.96) 2.24 (0.99) (0.00) OPEN (0.27) (0.00) (0.27) (0.00) (0.00) 0.02 (0.49) DEP (0.10) (0.03) (0.34) 3.56 (0.00) (0.01) 8.85 (0.00) Notes : Des tendances et constantes individuelles sont introduites dans toutes les spécifications, excepté pour la variable OPEN. Les valeurs entre parenthèses représentent les probabilités associées. Le test de Carrion et al., basé sur le test du KPSS est un test d hypothèse nulle de stationnarité. Globalement, les tests de première génération suggèrent que toutes les variables sont intégrées d ordre un. Les tests de seconde et troisième générations conduisent aux mêmes conclusions, excepté pour le degré d ouverture qui apparaît stationnaire 9. Ce résultat va à l encontre des travaux réalisés antérieurement sur la zone CFA et qui s appuyaient uniquement sur les tests de 1 ère ; le degré d ouverture apparaissait alors comme un détermiannt à long terme du taux de change d équilibre (Roudet et al. [2007] ; Dufrenot et Yehoue [2005] ; Abdih and Tsangarides [2006] ; etc.) 10. Au final, nous considérons que le taux de change effectif réel d équilibre est déterminé par les termes de l échange, les chocs de productivités, la position extérieure nette et les dépenses publiques qui sont intégrés du même ordre que le taux de change effectif réel. Nous estimons alors la relation de long terme entre le taux de change effectif réel et ses fondamentaux macroéconomiques intégrés du même ordre 11 par le biais de l estimateur DOLS en panel 9 Le test de Choi appliqué aux dépenses publiques conduit également à rejeter la présence d une racine unitaire. Cependant, le test de Pesaran (CD) ne permet pas d affirmer la présence de dépendance inter-individuelle et donc le recours au test de Choi. En outre, les tests CIPS et LM ( λ) concluent au caractère I(1) de cette série. 10 Pour autant, il n est pas exclu que le degré d ouverture ait une influence à court terme sur le taux de change réel. Autrement dit, le degré d ouverture peut influencer la dynamique du taux de change mais pas sa valeur d équilibre. 11 Au préalable, nous avons testé l existence d une relation de coïntégration à partir des tests de Pedroni [1999, 2004]. Les résultats sont disponibles sur demande auprès des auteurs. 7

8 développé par Kao et Chiang [2000] et Mark et Sul [2003]. Les résultats de cette estimation sont résumés par l équation suivante : Les résultats sont conformes au modèle théorique. En effet, une augmentation de la productivité relative et des dépenses publiques ainsi qu une amélioration de la position extérieure nette et des termes de l échange conduisent à une appréciation du taux de change réel d équilibre. (5) Les mésalignements Les taux de change d équilibre sont calculés sur la base de l estimation donnée par l équation (5) 12. Le calcul des mésalignements repose sur la méthode développée par Elbadawi et al. [2008]. Le tableau 2 rapporte le pourcentage de mésalignements en 2007 et en 1993 (avant la dévaluation du Franc CFA) à titre de comparaison. Les graphiques 1 et 2 de l Annexe retracent respectivement l évolution des taux de change effectifs réels (observés et d équilibre) et celle des mésalignements sur la période étudiée et pour les 13 pays de la zone CFA considérée. Tableau 2. Mésalignements en 1993 et en 2007 (en %) Pays Pays de l UEOMA Bénin Burkina Faso 11-5 Côte d Ivoire Mali 8-7 Niger 16-4 Sénégal 15-5 Togo 4 11 Pays de la CEMAC Cameroun 15-1 Centre Afrique (République) République du Congo 3 3 Gabon 13-7 Guinée Equatoriale 4 9 Tchad 19 8 Note : Un signe positif (resp. négatif) correspond à une surévaluation (resp. sous-évaluation). Les pays de la Communauté Economique et Monétaire de l Afrique Centrale (CEMAC), qui sont exportateurs de pétrole, se caractérisent en 2007 par une surévaluation moins forte de leurs monnaies par rapport à 1993, à l exception de la République centrafricaine. Excepté ce pays, ces économies bénéficient d une amélioration des termes de l échange à partir des années 2000 qui leur permet d enregistrer une stabilisation ou une appréciation de leur taux de change d équilibre (graphique 1). Au total, même si ces pays ont vu leur taux de change réel s apprécier à partir des années 2000, les mésalignements constatés sont d une ampleur plutôt faible. Les pays de l Union 12 Le taux de change réel d équilibre est obtenu en tenant compte de la composante permanente (estimée à partir d un filtre Hodrick-Prescott) des fondamentaux. La composante permanente, dans la mesure où elle est censée capter le niveau soutenable des fondamentaux, apparaît plus conforme au concept de taux de change d équilibre. 8

9 Economique et Monétaire Ouest-Africaine (UEOMA) sont, quant à eux, agricoles et majoritairement exportateurs de produits de base (coton, café ou cacao). Trois de ces économies (Bénin, Côte d Ivoire et Togo) pâtissent d une dépréciation continue de leur taux de change réel d équilibre qui se traduit en 2007 par une surévaluation réelle de leurs monnaies d une ampleur comparable ou largement supérieure à celle constatée en Les autres bénéficient, à l instar des pays de la CEMAC, d une appréciation de leur taux de change réel d équilibre, qui se traduit par une faible sous-évaluation réelle de leurs monnaies en Au total, l appréciation des taux de change effectifs réels des pays de la zone de la CFA à partir des années 2000 ne s est pas traduite par une surévaluation réelle de leurs monnaies. En 2007, celles-ci se caractérisent au contraire par de faibles sous-évaluations réelles. Toutefois, ce mouvement n est pas général ; certains pays subissent en 2007 des surévaluations importantes, qui traduit une forte hétérogénéité et l absence d un processus de convergence au sein de la zone CFA. LE PROCESSUS D AJUSTEMENT DES TAUX DE CHANGE EFFECTIFS REELS VERS LEUR VALEUR D EQUILIBRE Sous l hypothèse d absence de frictions et de rigidités sur les marchés, la dynamique d ajustement du taux de change réel vers son niveau d équilibre est supposée être linéaire et continue. Or, Flood et Taylor [1996] suggèrent que l'ajustement vers un équilibre fondamental peut ne pas être continu mais peut dépendre, par exemple, de l'ampleur de l'écart par rapport a l'équilibre aussi bien que de la variation des fondamentaux économiques sous-jacents. Ainsi l ajustement du taux de change réel vers son niveau d équilibre peut se caractériser par de la persistance et des discontinuités 13. C est notamment ce que l on constate au niveau des taux de change effectifs réels des pays de notre échantillon qui se caractérisent par des distorsions durables. L analyse des mésalignements des monnaies de ces pays montre en effet que lorsque les pays se trouvent dans une situation de surévaluation importante (avant 1994), leurs taux de change convergent difficilement (ou pas) vers son niveau d équilibre tandis que la convergence s accentue lorsque leurs taux de change apparaissent sous-évalués 14. C est le cas notamment du Benin, de la Guinée Equatoriale, du Cameroun, de la République Centre Africaine, du Niger et du Sénégal. Malgré un nombre assez important de travaux sur le mésalignement des monnaies des pays d Afrique Sub-saharienne, très peu d entre eux analysent le processus de convergence du taux change vers son niveau d équilibre, en d autres termes sa dynamique de court terme 15. Afin de prendre en compte la dynamique d ajustement du taux de change effectif réel, nous estimons un Modèle à Correction d Erreur (MCE) en panel. Nous supposons tout d abord que la dynamique du taux de change réel est linéaire ; puis nous estimons un MCE non linéaire en panel (PSTR) qui permet de retracer l asymétrie, la persistance et la non-linéarité caractérisant la dynamique du taux de change réel. Plusieurs arguments théoriques peuvent justifier une dynamique non linéaire du taux de change réel : les changements de régime de politique économique, le comportement de certaines variables macroéconomiques qui ne réagissent pas 13 Dumas [1992] explique le processus d ajustement non linéaire des taux de change vis-à-vis de la parité des pouvoirs d'achat (PPA) par l existence de coûts de transaction sur le marché des biens et services. Michael et al. [1997] montrent que le taux de change dollar-livre sur la période des changes flottants se caractérise par un ajustement non linéaire et relativement lent vers l'équilibre monétaire de long terme. 14 Nous appliquons ici une méthodologie analogue à celle développée par Bereau et al. [2010] qui montrent que l ajustement du taux change réel vers son niveau d équilibre est asymétrique pour les pays du G A notre connaissance seuls Elbadawi et Soto [2005], par le biais de l estimateur Pooled Mean Group (PMG) de Pesaran [1999], ont essayé d interpréter la dynamique de court terme du taux de change en ASS. 9

10 nécessairement de la même façon aux fluctuations macroéconomiques (comme par exemple, rigidité des prix plus forte à la baisse qu à la hausse), la présence de chocs macroéconomiques, tels que des chocs des termes de l échange, se répercutant sur les taux de change. Dynamique d ajustement linéaire Nous estimons le modèle à correction d erreur décrit par l équation (6) pour l ensemble de la zone franc, ainsi que pour les unions monétaires de la CEMAC et de l UEMOA. (6) est l opérateur de différence et désigne le retard d ordre un du mésalignement. Les coefficients de l équation (6) ci-dessus sont estimés en utilisant l estimateur MCO en panel 16 pour l ensemble de la zone franc puis, à des fins de comparaison, pour chacune des deux unions monétaires qui la composent (UEOMA et CEMAC). Les résultats montrent, qu à court terme, une augmentation des termes de l échange entraine une dépréciation du taux de change réel (de l ordre de 11% pour une augmentation de 1%). Une hausse de 1% des dépenses publiques et de la position extérieure nette conduit respectivement à une appréciation de 6% et de 13% des taux de change effectifs réels à court terme. En revanche, les écarts de productivité n exercent pas d impact à court terme. Enfin, la valeur du coefficient à correction d erreur est de pour l ensemble de la zone CFA, de pour l UEMOA et de pour la CEMAC. Il semblerait donc que le taux de change converge plus vite vers son niveau d équilibre dans la zone CEMAC par rapport à la zone UEMOA. Dynamique d ajustement non linéaire Nous proposons, à l instar de Mignon et Lopez-Villavicencio [2009] et Béreau et al. [2010], d introduire de la non-linéarité dans le processus d ajustement du taux de change réel en développant un modèle PSTR (Panel Smooth Transition Regression). La variable de transition considérée ici est le mésalignement. Brièvement 17, la méthodologie retenue s appuie sur la transposition en panel des modèles à seuil dans la lignée de Gonzalez et al. [2005]. Plus précisément, nous avons recours ici aux modèles à transition lisse (PSTR) dont la forme générale est la suivante : ' ' yit = µ i + β0x it + β1 X itg( qit, γ j, c j ) + εit (7) avec µ i un vecteur d effets fixes individuels, X it un vecteur de k variables exogènes explicatives et G une fonction de transition continue permettant de modéliser la transition lisse (cette dernière est bornée entre 0 et 1). On notera que cette fonction est associée à une variable de transition q it, à un paramètre de seuil c et à une vitesse de transition γ (appelée encore paramètre de lissage). 16 Nous testons tout d abord l endogénéïté de la variation du TCER en estimant l équation (6), sous une forme dynamique par la méthode des variables instrumentales (MVI) et par la méthode des moments généralisés (GMM). Compte tenu de la faible dimension individuelle de notre panel (13 pays), les résultats de l estimation GMM ne sont pas retenus. Le coefficient associé au premier retard de l endogène n étant pas significatif, nous recourons à l estimateur Within pour estimer le MCE linéaire. Par ailleurs, le modèle a également été estimé par la méthode en une étape de Pesaran (Pooled Mean Group). Les résultats, disponibles sur demande, sont très similaires à l exception du coefficient associé aux dépenses publiques. 17 Pour plus de détails, le lecteur intéressé pourra se référer à Gonzalez et al. [2005] ou encore à Fouquau [2008]. 10

11 Ces deux paramètres dépendent du nombre de régimes r avec j=1, r. La transition peut être appréhendée au moyen d un ensemble de variables exogènes ou d une combinaison de variables endogènes retardées, ce qui est le cas de figure retenu ici. La forme de la fonction de transition peut être quadratique, exponentielle ou plus généralement logistique ; cette dernière semble la plus appropriée à notre problématique dans la mesure où elle permet de décrire deux régimes asymétriques associés à de faibles et fortes valeurs de la variable de transition comparativement au seuil. Au final, la méthodologie est globalement séquentielle : après avoir testé la linéarité puis déterminé la variable de transition adéquate, nous estimons le modèle par moindre carrés non linéaires sur les données «détrendées». Finalement, le nombre de régimes est choisi par une méthode itérative.le tableau 3 reporte les résultats de l estimation des principaux paramètres: le coefficient à correction d erreur dans les deux régimes, la valeur du seuil ainsi que la vitesse d ajustement. Tableau 3. Estimation du PSTR avec gamma=1 et r=1 Régime 1 Régime 2 Somme des Transition Coef T stat Coef T stat coefs Vitesse Seuil Zone Franc UEMOA CEMAC Note : Le critère (BIC) de Schwarz a été utilisé pour choisir la forme de la fonction (logistique ou quadratique). La valeur du seuil est estimée à 0,03 pour l ensemble de la zone Franc. L estimation met donc en exergue deux régimes : le premier régime correspond à des sous-évaluations mais aussi à des surévaluations inférieures à 3% alors que le second régime correspond à des surévaluations supérieures à 3%. Nos résultats mettent en exergue une forte asymétrie puisque les coefficients à correction d erreur sont significatifs uniquement dans le premier régime. Ils sont en outre assez proches de ceux obtenus dans le cas linéaire (-0,29 contre -0,26). On peut donc penser que l ajustement identifier dans le modèle linéaire résulte quasi exclusivement de l ajustement réalisé en régime de sous-évaluation. Ainsi, lorsque le taux de change est inférieur au seuil (sousévalué), il y a convergence vers le niveau d équilibre. Dans le cas contraire, le taux de change ne s ajuste pas. Les résultats spécifiques aux zones (CEMAC et UEMOA) s interprètent de la même manière. Il est à noter que le coefficient d ajustement est légèrement supérieur dans la zone UEMOA. Par ailleurs, le seuil associé à la zone UEMOA est très faible et implique qu en deçà d une sousévaluation de 13% ou en cas d une surévaluation, le taux de change ne s ajuste pas. Cela s explique par le fait que plusieurs pays de l UEMOA (le Burkina Faso, le Mali, le Niger et le Sénégal) enregistrent des mésalignements stables et d amplitude relativement faible depuis la dévaluation (voir le graphique 2). La faible non-linéarité du taux de change dans l UEMOA pourrait également expliquer la faiblesse relative des paramètres de transition. En effet la probabilité associée au test d hypothèse nulle de linéarité du modèle ECM de la zone UEMOA est de 0.04 alors qu elle est quasiment nulle dans les autres spécifications ; il est par conséquent moins évident de recourir à une modélisation non linéaire dans ce cas de figure. 11

12 CONCLUSION Cet article s intéresse aux mésalignements des monnaies de 13 pays de la zone CFA ainsi qu au processus de convergence des taux de change effectifs réels de ces pays vers leurs niveaux d équilibre sur la période En recourant aux techniques de cointégration en panel, nous montrons que l appréciation des taux de change effectifs réels des pays de la zone CFA à partir des années 2000 ne s est pas traduite par une surévaluation réelle de leurs monnaies en Toutefois, certains pays subissent des surévaluations importantes, ce qui traduit une forte hétérogénéité et l absence d un processus de convergence au sein de la zone CFA. Afin d étudier de façon plus approfondie le processus d ajustement des taux de change effectifs réels vers leurs niveaux d équilibre, nous estimons un modèle à correction d erreur en panel. Nous supposons tout d abord que la dynamique du taux de change réel est linéaire ; puis nous estimons un MCE non linéaire en panel (PSTR) qui permet de retracer l asymétrie, la persistance et la non-linéarité caractérisant la dynamique du taux de change réel. Nos résultats mettent en évidence un processus d ajustement asymétrique des taux de change effectifs réels selon qu ils sont sous ou surévalués. Les taux de change effectifs réels convergent vers leur niveau d équilibre en cas de sous-évaluations alors qu ils ne convergent pas en cas de surévaluations. Ce résultat semble donc justifier le recours à la dévaluation nominale en cas de surévaluations persistantes comme ce fut le cas au début des années

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14 Rate Misalignment and its Impact in and outside Africa, sponsored by the Africa Region and the Development Economic Research Group. ELBADAWI I., KALTAMI L., SOTO R. [2009], Aid, Real Exchange Rate Misalignment and Economic Performance in Sub-Saharan Africa, Document de travail 368 Instituto de Economia. Pontificia Universidad Católica de Chile. FLOOD R., TAYLOR P. [1996], Exchange Rate Economics: What's Wrong with the Conventional Macro Approach?, dans J. A. FRANKEL, G.. GALLI et A. GIOVANNINI (eds), The Microstructure of Foreign Exchange Markets, Chicago, University of Chicago Press for National Bureau of Economic Research. FOUQUAU J. [2008], Modèles à Changements de Régimes et Données de Panel: De la nonlinérité à l hétérogénéité, Thèse, LEO, Université d Orléans. GONZALEZ A., TARASVIRTA T., VAN DIJK D. [2005], Panel Smooth Transition Regression Models, Quantitative Finance Research Centre, Research paper 165, University of technology, Sidney. HINKLE L., MONTIEL P. [1999], Exchange Rate Misalignment : Concepts and Measurement for Developing Countries, Oxford University Press. HURLIN C., MIGNON V. [2005], Une Synthèse des Tests de Racine Unitaire sur Données de Panel, Economie et Prévision, /4, n LANE P., MILESI-FERRETTI G. M. [2007] The External Wealth of Nations Mark II: Revised and Extended Estimates of External Assets and Liabilities, , Journal of International Economics, 73(2), p LOPEZ-VILLAVICENCIO A., [2006], Real Equilibrium Exchange Rate: A Panel Data Approach For Advanced and Emerging Economies, Economie Internationale No. 108, p MARK C. N., SUL D. [2003], Cointegration Vector Estimation by Panel DOLS and Long-run Money Demand, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 65, 5 (2003) MIGNON M., LOPEZ-VILLAVICENCIO A. [2009], On Equilibrium Exchange Rates: Is Emerging Asia Different?, Document de travail CEPII, MONTIEL P. [1999], Determinants of the Long-Run Equilibrium Real Exchange Rate: An Analytical Model in HINKLE L., MONTIEL P. (eds), Exchange Rate Misalignment: Concepts and Measurement for Developing Countries, Oxford University Press, p PANOS M., PEEL D., TAYLOR M. [1997], Ajustement non linéaire vers le taux de change d'équilibre à long terme. Le modèle monétaire revisité, Revue économique, vol. 48, n 3, p PESARAN M. [2004], General diagnostic tests for Cross section dependence in panels, Cambridge Working papers in Economics, No 435, University of Cambridge. PEDRONI P. [1999], Critical values for cointegration tests in heterogeneous panels with multiple regressors, Oxford Bulletin of Economic and Statistics, S1, 61, pp PEDRONI P. [2004], Panel cointegration. Asymptotic and finite sample properties of pooled time series tests with an application to the PPP hypothesis, Econometric Theory, 20 (3), pp ROUDET S., SAXEGAARD M., TSANGARIDES C. [2007], Estimation of Equilibrium Exchange Rates in the WAEMU: A Robustness Analysis, IMF Working Paper 07/194 Washington: International Monetary Fund. 14

15 ANNEXE Graphique 1. Taux de change effectifs réels et taux de change réels d équilibre BENIN MALI TOGO 4. 8 GUI NEE EQUATORIALE TCHAD BURKINAFASO NIGER CAMEROUN 5. 2 GABON COTE D'IVOI RE SENEGAL 5. 1 CONGO 5. 1 REPUBLI QUE CENTRE AFRICAINE Note : Une hausse (resp. diminution).du taux de change effectif réel correspond à une appréciation (resp. dépréciation). 15

16 Graphique 2. Mésalignements BENIN MALI TOGO GUINEEEQUATORIALE TCHAD BURKINAFASO NI GER CAMEROUN 0. 3 GABON COTE D'IVOIRE SENEGAL 0. 4 CONGO 0. 3 REPUBLIQUE CENTRE AFRICAINE Note : Un signe positif (resp. négatif) correspond à une surévaluation (resp. sous-évaluation). 16