The Australian Experience

EXCHANGE RATE MISALIGNMENT AND
CURRENT ACCOUNT SUSTAINABILITY
The Australian Experience
Francois HERMET ([email protected]), Université de La Réunion, CERESUR
Jean Francois HOARAU ([email protected]), Université de La Réunion, CERESUR
Alain NURBEL ([email protected]), Université de La Réunion, CERESUR
VersionFrançaise (préliminaire)
MESALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE REEL ET
SOUTENABILITE DU COMPTE COURANT
Le cas de l’Australie
1. Introduction
La persistance du déficit du compte courant de l’Australie est un thème qui fait l’objet de débats
passionnants. Depuis 1980, le déficit courant australien oscille entre –4% et –2% du produit intérieur brut, la
tendance du début des années 2000 se situant plutôt autour de - 4% du PIB (figure 1). La persistance de ce
déséquilibre peut s’avérer dangereuse car elle est de nature à remettre en cause la solvabilité intertemporelle de
l’économie australienne0. Selon Leachman et Thorpe (1998), l’absence de relation de cointégration de long
terme entre exportations et importations sur la période 1984-1996, qui est celle du régime de change flottant du
dollar australien, traduit un problème latent de solvabilité, problème inexistant entre 1959 et 1983 i.e. lors du
régime de change fixe.
Dans une synthèse sur la politique économique de l’Australie au cours des deux dernières décennies,
Svizzero (2001) nous rappelle que la structure de son commerce extérieur compte parmi les causes souvent
avancées pour expliquer son déficit courant. En effet, l’Australie est fortement exportateur de produits
intermédiaires non agricoles dont les prix fixés sur le marché mondial ont tendance à baisser, et fortement
importateur de produits industrialisés dont les augmentations de prix laissent inchangée la demande australienne.
Ainsi, le commerce extérieur de l’Australie, compte tenu de sa structure et de la forte élasticité-prix de la
demande mondiale de ses exportations et de l’inélasticité-prix de sa demande domestique d’importations, est
confronté à une détérioration tendancielle des termes de l’échange qui nourrit le creusement de son déficit
courant. L’auteur accorde néanmoins peu d’attention à l’éventuel impact que pourrait avoir le mésalignement du
taux de change réel effectif du dollar australien sur le compte courant.
Il nous semble nécessaire de dépasser l’approche de la spécialisation économique pour s’appuyer sur
celle de la soutenabilité du déficit courant. En effet, un déficit courant ne constitue pas un problème en luimême, aussi longtemps qu’il est soutenable. Parmi les nombreux indicateurs entrant dans l’évaluation de la
soutenabilité d’un déficit courant, se trouve la surévaluation du taux de change réel (Kaminsky, Lizondo et
Reinhart, 1997). Ainsi, la persistance du déficit courant de l’Australie pose la question de l’influence d’un
éventuel mésalignement de son taux de change réel. En effet, sur la période 1970-2000, on constate que chaque
phase de forte appréciation du taux de change réel du dollar australien s’accompagne d’une phase de forte
dépréciation (figure 2), laissant ainsi supposer qu’il opère un réajustement autour de sa valeur d’équilibre de long
terme. Par ailleurs, la mise en parallèle des évolutions du compte courant et du taux de change réel semble
indiquer un problème de compétitivité – prix. En effet, la forte appréciation du taux de change réel du dollar
australien entre 1980 et 1984 s’accompagne d’une détérioration du compte courant sur la même période. Il en est
de même sur les périodes 1986-1989 et 1993-1997.
Le but de cet article est de montrer l’existence d’un mésalignement du taux de change réel australien et
de s’interroger sur son influence sur le compte courant de ce pays. La suite de notre papier est structurée de la
manière suivante. Après avoir présenté la spécification du modèle empirique, nous procéderons aux tests
préliminaires et aux estimations. Nous en déduirons alors le mésalignement du taux de change réel australien. Au
final nous conclurons.
1
2. Spécification du modèle empirique et tests préliminaires
Le mésalignement réel d’une monnaie correspond aux écarts soutenus du taux de change réel par
rapport à sa valeur fondamentale de long terme (Edwards, 1989). En d’autres termes, il se déduit de la différence
entre le taux de change réel courant, i.e. le taux observé, et le taux de change réel d’équilibre. Par conséquent, il
apparaît clairement que la mise en évidence du mésalignement réel est fortement tributaire de la définition et de
la détermination d’une norme d’équilibre pour le change réel. Sur ce point, la recherche s’est intensifiée depuis
ces vingt dernières années (Williamson 1983, 1985, 1994; Edwards, 1989, 1994 ; Stein, 1994, 1995; Clark et
MacDonald, 1997; Hinkle et Montiel, 1999). Ainsi, les nombreux travaux portant sur le taux de change réel
d’équilibre ont permis de repérer ses déterminants les plus pertinents1, à savoir les termes de l'échange (tot), la
productivité globale (u), la préférence pour le présent ( ρ ), les dépenses publiques ( g ), la demande étrangère
(yw), le degré d’ouverture ( op) et le taux d'intérêt réel mondial (rw). Aussi, nous ne revenons pas sur l’analyse
conceptuelle du taux de change réel d’équilibre mais nous en proposons une détermination empirique.
2.1 Spécification du modèle
Le modèle estimé comporte deux relations qui lient le taux de change réel du dollar et ses déterminants
fondamentaux réels : une relation d’état stationnaire (1) de long terme et une relation de court terme prenant en
compte les dynamiques de court terme et les mécanismes auto-correcteurs conduisant à la convergence vers
l’état stationnaire (2). On a donc :
lnet =β ' ln zt +ς t
(1)
avec z =[tot,u, ρ, g, yw,op,rw ]' représentant le vecteur des déterminants fondamentaux et ς t une marche aléatoire
identiquement et indépendamment distribuée. Le taux de change réel d'équilibre de long terme (e*) se déduit
facilement de celle-ci en remplaçant dans (1) les déterminants fondamentaux par leurs valeurs soutenables (zp),
c'est à dire purgées des perturbations cycliques, d'où ln e* = β '.ln z p .
∆ ln e t = α (ln e t − 1 − β ' ln z t − 1 ) +
p
∑κ
j =1
j
∆ ln e t − j +
p
∑λ
j=0
'
j
∆ ln z t − j + υ t (2)
avec ∆ l'opérateur des différences, υt une marche aléatoire identiquement et indépendamment distribuée et
α∈]−2,0[ pour que l'équilibre de long terme soit stable (Baffes, Elbadawi et O'Connell, 2000). C'est cette relation
que nous souhaitons estimer dans le cas de l'économie australienne sur un échantillon de données trimestrielles
portant sur la période 1976-2000. La détermination économétrique d'une relation telle que (2) nécessite de
connaître d'une part les liens de long terme unissant le taux de change réel et les variables fondamentales et
d'autre part les dynamiques de court terme associées à l'équilibre de long terme.
2.2 Tests de stationnarité et de cointégration
Pour qu'une relation de long terme existe entre plusieurs variables, deux conditions doivent être réunies.
Premièrement, les variables étudiées doivent être non stationnaires et intégrées au même ordre. Deuxièmement,
leurs tendances stochastiques doivent être liées, c'est-à-dire qu'il doit exister une ou plusieurs combinaisons
linéaires de ces variables non stationnaires qui soient stationnaires. Par conséquent, en premier lieu, nous
déterminons l'ordre d'intégration des différentes séries par le biais des tests de racines unitaires standards. Nous
utilisons le test de Phillips et Perron (1988) avec comme hypothèse nulle la non stationnarité, dans le cadre de
trois catégories de modèles, à savoir les modèles avec tendance et constante (modèle 1), sans tendance et avec
constante (modèle 2) et sans tendance et sans constante (modèle 3). Les résultats obtenus pour les variables en
niveau (Tableau 1) montrent que l'hypothèse nulle de non stationnarité est rejetée au seuil de 5% pour les
dépenses publiques, le prix réel des importations et le degré d'ouverture. Nous réitérons cette procédure sur les
variables en différences premières pour déterminer si les variables non stationnaires sont intégrées à l'ordre un
(Tableau 2). On constate que l'hypothèse nulle de non stationnarité est rejetée pour toutes les variables prises en
différences premières au seuil de 5%2.
Les tests PP laissent donc supposer l’existence d’une relation de cointégration entre le taux de change
réel effectif et les fondamentaux réels que sont le Pib réel par tête, l'absorption domestique totale, la
consommation privée, les termes de l'échange, la demande américaine, la demande japonaise et le taux d’intérêt
2
américain3. En second lieu, un test de cointégration est proposé pour dégager le nombre de relations de
cointégration présentes parmi l'ensemble des séries non stationnaires. Pour cela, nous retenons la méthode
générale du maximum de vraisemblance (Johansen, 1988, 1991, 1995 ; Johansen et Juselius, 1990). Cette
méthode considère un VAR d'ordre p de la forme suivante :
yt = A1 yt −1+...+ Ap yt − p + Bxt +U t
(3)
où yt est un vecteur des variables non stationnaires I(1) de dimension 1 × k , xt un vecteur de variables
déterministes de dimension 1 × d , Ut le vecteur des innovations de dimension 1 × k et A1 à Ap les matrices
des coefficients de dimension k × k Il est possible de reparamétriser (3) de sorte que :
p −1
∆yt =Π yt −1+ i∑=1 Γi ∆yt −i + Bxt +Ut
p
(4)
p
où Π = i∑=1 Ai − I ,Γi = − j =∑i +1 A j , I représentant la matrice identité. Le théorème de représentation de Granger certifie
que si la matrice des coefficients est de rang réduit r (avec 0<r <1 ), alors elle est décomposable en deux matrices
Ω1 et Ω2 de dimension k × r telles que ∏=Ω1.Ω2' et Ω2 yt est stationnaire. Ω1 et Ω2 représentent
respectivement la matrice des coefficients de correction d'erreur (ou matrice des paramètres d'ajustements) et la
matrice des vecteurs cointégrants.
L'approche de Johansen consiste ensuite à estimer le VAR ( p=1 )4 soumis à la contrainte ∏=Ω1.Ω2'
pour des valeurs diverses r par maximum de vraisemblance. A partir de cette estimation, l'auteur propose un test
sur le rang, i.e. le test de la Trace, qui permet de déterminer exactement le nombre de relations de cointégration
entre les variables endogènes appartenant à yt. Nous appliquons donc le test de Johansen sur le VAR(1)
comprenant le taux de change réel effectif, les termes de l'échange, la demande américaine, la demande
japonaise, la consommation privée nationale et le taux d’intérêt réel américain. Le nombre de vecteurs de
cointégration est décelé par la statistique de la Trace de Johansen. Nous testons ainsi l'hypothèse nulle (H0 : il
existe au plus r vecteurs de cointégration) contre l'hypothèse alternative (H1 : il existe au moins r+1 vecteurs de
cointégration) de manière séquentielle de r=0 jusqu’à r=k-1. Par conséquent, nous testons d'abord l'hypothèse
suivant laquelle le nombre de vecteurs de cointégration est strictement égal à zéro (r=0) (Colonne LR, tableau 4).
Nous constatons que la statistique de la trace pour r=0 (158,37) est supérieure aux valeurs critiques à 1%
(137,57) et à 5% (124,24), ce qui nous amène à rejeter H0. Nous testons ensuite l'hypothèse suivant laquelle le
nombre de vecteur de cointégration est strictement égal à un (r=1). La statistique de trace pour r=1 (100,11) est
supérieure à la valeur critique à 1% (94,15) et inférieure à la valeur critique à 5% (103,18), nous suggérant par
conséquent d'accepter l'hypothèse H0 au seuil de 5%. Nous en concluons qu'il existe une et une seule relation de
cointégration entre les variables retenues.
Avant de pouvoir estimer le taux de change réel d'équilibre, nous devons vérifier que la relation de
cointégration unique est bien une équation de taux de change réel et par conséquent que les autres variables, i.e.
les déterminants fondamentaux réels sont faiblement exogènes. Un test d'exogénéité simple est réalisable à partir
de l'estimation d'un modèle VECM(1) via la méthode de Johansen :
∆yt =Π yt −1+Γ1 δyt −1+Ut
(5)
où yt est le vecteur 6×1 composé du taux de change réel, des termes de l'échange, de la demande américaine, de
la demande japonaise, de la consommation privée nationale et de l'investissement domestique, Γ1 la matrice 6×6
des coefficients et Ut le vecteur 6×1 des innovations.
Globalement, le modèle possède de bonnes propriétés statistiques (Tableau 5). Premièrement, le test de
racine unitaire PP indique que les résidus sont stationnaires en niveau au seuil de 5% autour de zéro.
Deuxièmement, les tests LM de Breusch-Godfrey d'ordre 2 et 4 montrent que les résidus sont non autocorrélés,
sauf pour la troisième et quatrième équation à l'ordre 4. Enfin, le test de Jarque-Berra confirme que les résidus
sont distribués comme une loi normale à l'exception de la deuxième et de la sixième équation. D’après les
résultats du test de l'hypothèse d'exogénéité faible par le biais des paramètres associés au vecteur de
cointégration, i.e. les vitesses d'ajustement entrant dans le modèle vectoriel à correction d'erreur, la relation de
cointégration mise en évidence plus haut est bien une équation de taux de change réel. En effet, le seul paramètre
d'ajustement significatif du modèle est celui de la première équation5, suggérant que les autres variables (les
3
termes de l'échange, la demande japonaise, la demande américaine, le taux d'intérêt réel américain, la préférence
pour le présent et la productivité globale) sont faiblement exogènes.
3. Estimation des relations de long terme et de court terme
3.1 La relation de long terme
Le moyen le plus simple d'estimer la relation de long terme liant le taux de change réel et ses
fondamentaux réels est d'appliquer les moindres carrés ordinaires à la régression suivante (Engle-Granger,
1987) :
et =µ0 +a1 tot1 +a2 ytjap +a3 ytusa +a4rt w+a5 ρt +a6ut +Ut
(6)
où les ai , i =1,...,6 représentent les paramètres de long terme. Néanmoins, bien que les estimations MCO sur une
régression telle que (6) sont « super-convergentes » lorsque toutes les variables sont véritablement cointégrées,
celles-ci ne possèdent pas toujours de bonnes propriétés en échantilon fini, i.e. les estimations sont biaisées
(Davidson et MacKinnon, 1993). Il est possible cependant d'améliorer les estimations en appliquant des
procédures de correction simples à l’équation (6). Stock et Watson (1988) et Saikkonen (1991) montrent que des
estimations asymptotiquement efficaces peuvent être obtenues en effectuant la régression suivante par moindres
carrés :
et =µ0 +a1 tot1 +a2 ytjap +a3 ytusa +a4rt w+a5 ρt +a6ut +Zt +Ut
(7)
p
où Zt = j =∑−pC j.∆ytf−1 et ytf représente l'ensemble des déterminants fondamentaux du taux de change réel. Cette
équation (7) ajoute simplement p avances et p retards à ytf (en différences premières). Cette modification permet
d'obtenir des estimateurs sans biais et d'interpréter les t-student associés à chaque coefficient. Les résultats
montrent qu’à long terme une augmentation respectivement des termes de l'échange, de la demande japonaise, de
la productivité globale et du taux d'intérêt réel américain provoque une appréciation du taux de change réel
d'équilibre (Tableau 6). Par contre, une hausse de la demande américaine implique une dépréciation du taux de
change réel d'équilibre. Il convient de noter que ces résultats sont proches de ceux offerts par la méthode de
Johansen. En effet, les coefficients sont de mêmes signes et de valeurs quasi identiques.
De plus, la mise en œuvre de tests de robustesse sur les résidus et la stabilité de cette relation montrent
que celle-ci est globalement acceptable.
En premier lieu, les résidus de notre modèle empirique respectent les trois conditions importantes de normalité,
de stationnarité et d’homoscédasticité (Tableau 6). Les résidus sont effectivement distribués comme une loi
normale, l'hypothèse nulle de normalité étant acceptée par le test de Jarque-Bera. Ensuite, la stationnarité des
résidus est confirmée. Cette condition est essentielle puisqu'elle permet d'affirmer que notre équation est bien
une relation de cointégration. Le test classique de racine unitaire PP sur U(t) en posant l'hypothèse nulle H0 de
non cointégration contre l'hypothèse alternative H1 de cointégration montre qu’il est impossible d'accepter
l'hypothèse nulle de racine unitaire dans les résidus. Par conséquent, les résidus sont stationnaires autour de zéro
et nous devons accepter l'hypothèse H1 de cointégration. La mise en œuvre de la procédure de White [1980] pour
tester l'hypothèse nulle H0 d'homoscédasticité contre l'hypothèse alternative H1 d'hétéroscédasticité de forme
quelconque suggère de rejeter l'hétéroscédasticité des résidus6.
En second lieu, nous vérifions que cette spécification de long terme est bien stable sur le période d'étude. Un
moyen simple de tester la stabilité est d'analyser les résidus récursifs du modèle. Si le modèle estimé est stable,
les résidus récursifs sont indépendamment et normalement distribués, de moyenne zéro et d'écart type constant.
Ici, l'équation de long terme estimée est globalement stable (figure 3). Les tests CUSUM et CUSUM of Squares
de Brown, Durbin et Evans (1975) confirment ces résultats : les statistiques obtenues se situent à l'intérieur de la
bande critique à 5% (figure 4).
3.2 La relation de court terme
Le modèle à correction d'erreur permet d'analyser, d'une part, la vitesse de convergence du taux de
change réel vers son niveau d'équilibre de long terme, d'autre part la contribution des fondamentaux à la
dynamique de court terme du taux de change réel7. Il suffit alors de tester la relation de court terme suivante :
4
∆ e t = α U t −1 +
+
p
∑
j=0
E j ∆ρ t +
p
∑κ
j =1
j ∆et − j +
p
∑F
j=0
j
p
∑A
j=0
j ∆ tot t +
p
∑B
j=0
jap
+
j ∆yt
p
∑C
j=0
usa
+
j ∆y t
p
∑D
j =0
j
∆ rt w t
∆u t + Wt
(8)
usa
w
où Ut −1=et −1−(0,884tott −1+0,203ytjap
−1 −0,221yt −1 +0,022rt +0,641ut −1+ Zt −5,259) représente le résidu de la relation de
cointégration retardée d'une période. Deux modifications sont apportées à cette relation. D'une part, la présence
de termes contemporains nous oblige à appliquer la méthode de Newey-West pour prendre en compte la
présence possible d'hétéroscédasticité en corrigeant les écarts types des coefficients estimés de manière adéquate.
D'autre part, en nous basant sur la méthode de johansen utilisée précédemmment, nous retenons un retard
optimal égal à un. Ceci nous amène par conséquent à tester la forme finale :
usa
w
w
∆et =αU t −1 + f0 + f1 ∆et −1 + f 2 ∆tott + f3 ∆tott −1 + f 4 ∆ytjap + f5 ∆ytjap
−1 + f 6 ∆yt −1 + f7 ∆rt + f8 ∆rt −1
+ f9 ∆ρt + f10∆ρt −1 + f11∆ut + f12∆ut −1 +Wt
(9)
Les résultats obtenus (Tableau 7) permettent d’affirmer que la dynamique de court terme du taux de
change réel est conditionnée positivement par les variations contemporaines des termes de l'échange et de la
productivité globale, et négativement par la variation contemporaine de la demande américaine et les variations
retardées d'une période des termes de l'échange et de la demande japonaise. Il convient de noter que les signes et
les valeurs des coefficients sont conformes à nos attentes. Il nous paraît cependant étonnant que la préférence
pour le présent ne guide pas l'évolution du taux de change réel à court terme. En ce qui concerne le paramètre de
la vitesse d'ajustement ( α = =-0,627), deux remarques peuvent être faites. Tout d'abord le signe négatif est celui
attendu. Ensuite, sa valeur est relativement grande, ce qui suggère qu'après un choc le taux de change réel a
tendance à revenir rapidement vers son équilibre de long terme stationnaire. Enfin, le R2 du modèle n'est pas très
élevé puisque les déterminants fondamentaux réels du taux de change réel expliquent un peu moins de la moitié
de sa variance trimestrielle. Ce résultat est attendu puisqu’à court terme le change réel est également fonction de
variables nominales telles que les taux d'intérêt et la masse monétaire, sans oublier les nombreux facteurs réels
stationnaires exclus de l'analyse de long terme, à savoir le différentiel d'intérêt réel, les dépenses publiques, le
déficit public et le degré d'ouverture.
Là encore, la spécification adoptée est globalement satisfaisante. Premièrement, les tests sur les résidus
sont validés. La normalité des résidus est acceptée par le test de Jarque-Bera, i.e. la probabilité de rejeter
l'hypothèse nulle est de 17,3%. La non stationnarité est écartée par le test PP, i.e. les statistiques calculées sont
bien supérieures aux valeurs critiques à 5%. L'homoscédasticité est acceptée par les tests de White et ARCH
avec des probabilités de rejet de l'hypothèse nulle de 54,9% et 68,3%. Enfin, la non autocorrélation des résidus
est vérifiée à travers les tests de Durbin-Watson, de Ljung-Box et du multiplicateur de Lagrange de BreuschGodfrey. Deuxièmement, cette relation est globalement stable. En effet, d'une part les résidus récursifs (figure 5)
et d'autre part les tests CUSUM et CUSUM carrés (figure 6) ne révèlent pas de sources d'instabilité apparentes.
4. Calcul du mésalignement
4.1. Le mésalignement courant
A partir de la relation de long terme estimée, il est possible de calculer l'écart existant entre le taux de
change réel observé et d'équilibre, i.e. le mésalignement réel8 (figure 7). Deux périodes bien distinctes sont mises
en évidence. D'abord, le dollar australien est constamment surévalué de 1976 à 1985, quelle que soit la méthode
d'estimation utilisée. Cela correspond à une période sur laquelle de multiples systèmes de changes fixes se sont
succédés. Ensuite, après la brutale dépréciation réelle (et nominale) de 1985, provoquée par le passage en
changes flexibles, la monnaie locale est sous-évaluée en permanence (selon l'estimation par maximum de
vraisemblance) ou proche de l'équilibre (selon l'estimation par moindres carrés dynamiques).
De ces résultats, une conclusion très importante semble se dégager. La nature du régime de change a un
rôle crucial sur l'ampleur du mésalignement dans le cadre de l'économie australienne, à savoir que des changes
fixes seraient propices à la surévaluation et des changes flexibles limiteraient voire annuleraient les tensions à la
5
surévaluation. Par conséquent, il serait tentant de dire que l'adoption d'un système de change flexible a été une
bonne décision de politique économique.
Néanmoins, statuer de la sorte sur l'efficacité des changes flexibles peut s’avérer abusif. En effet, les
calculs réalisés ci-dessus sont basés sur un taux de change réel d'équilibre estimé à partir des valeurs observables
des déterminants fondamentaux. Le mésalignement réel obtenu est donc un mésalignement courant. Il ne permet
pas de prendre en compte les écarts possibles de ces derniers par rapport à leur sentier de croissance potentielle,
évacuant ainsi une source importante de déséquilibre.
4.2. Le mésalignement total
Etant donné que le mésalignement calculé précédemment ne prend pas en compte les déviations
durables des fondamentaux autour de leur équilibre de long terme, il est probable que les périodes de
surévaluation et de sous-évaluation trouvées soient en réalité plus prononcées. Par conséquent, il est capital de
substituer les valeurs observables par des valeurs dites soutenables, tendancielles ou encore permanentes
retraçant les mouvements longs (de basse fréquence) des fondamentaux. Ces dernières sont obtenues en effaçant
des séries contemporaines les mouvements transitoires (de haute fréquence), i.e. les différents types de cycle
(cycles d'affaire et mouvements saisonniers). Cette décomposition est réalisée par le biais du filtre de HodrickPrescott [1980].
Finalement, nous pouvons déduire une série temporelle pour le taux de change réel d'équilibre de long
terme en introduisant les valeurs soutenables (filtrée HP) des termes de l'échange, de la demande japonaise, de la
demande américaine, du taux d'intérêt réel américain, de la préférence pour le présent, et de la productivité
globale dans les deux relations de long terme estimées (par le maximum de vraisemblance et les moindres carrés
dynamiques) :
ML :
et*hp =0,673totthp +0,223ytjaphp −0,327ytusahp +0,023rt whp −0,407ρthp +0,670uthp −2,467
(10)
DLS :
et*hp =0,890totthp +0,207ytjaphp −0,239ytusahp +0,023rt whp +0,699uthp −5,745
(11)
A partir des taux de change réels d'équilibre ainsi calculés, il est possible de déduire deux indicateurs du
mésalignement réel total du dollar australien (figure 8) correspondant à l'écart entre le taux de change réel
observé et les normes d'équilibre données par (10) et (11) comme :
misthp =et −et*hp
(12)
Globalement, les deux méthodes d’estimation aboutissent au même constat9. Deux enseignements
majeurs peuvent être dégagés :
• D'une part, la situation de forte surévaluation réelle sur la période des changes fixes constatée lors de
l'utilisation des données courantes est confirmée. En effet, de 1976 à 1985, le mésalignement réel
moyen est toujours significativement positif, avec une période de surévaluation très marquée de 1981 à
1984 (autour de 15%).
• D'autre part, la période de change flexible n'est plus caractérisée par une sous-évaluation continue de la
monnaie australienne. Celle-ci peut être désormais séparée en cinq sous-périodes. De 1985 à la mi
1988, la monnaie est fortement sous-évaluée de plus de 10%. De fin 1988 à début 1992, elle devient
surévaluée à plus de 6%. Elle retrouve une période de sous-évaluation de 1992 à 1996, mais cette fois-ci
modérée de l'ordre 4%. De 1996 à 1998, le dollar australien est à nouveau faiblement surévaluée (de
l’ordre de 5%). Enfin, depuis 1998, elle montre une légère tendance à la sous-évaluation. Par
conséquent, à la lumière de ces résultats, l'habilité du système de change flexible à contenir les
pressions à la surévaluation (même si celles-ci restent limitées) doit être nuancée lorsque les trajectoires
d'équilibre de long terme des fondamentaux sont intégrées dans l'analyse.
5. Conclusion
Nos résultats soutiennent donc l’existence d’un mésalignement du taux de change réel du dollar
australien sur la période 1976-2000. Cependant, l’amplitude de variation de ce mésalignement a tendance à
s’atténuer depuis l’adoption du régime de change flexible au milieu des années quatre-vingt.
Par ailleurs, quant à l’impact des déséquilibres du taux de change réel sur la balance courante, à la
dynamique explosive du déficit courant de la période du change fixe dans un contexte marqué par une forte
6
surévaluation du dollar australien, succède une dynamique convergente au cours de la période de change flexible
où le déficit courant, bien que récurrent, a tendance à se stabiliser. La dégradation observée depuis 1997
correspond à la survenance de la crise asiatique.
C’est sur la base de la dynamique convergente du déficit courant constatée depuis l’adoption du change
flexible et de la réduction de l’amplitude du mésalignement réel du dollar australien que notre analyse corrobore
la thèse de la soutenabilité du déficit courant australien communément admise.
Notes
0. Par définition, une économie est solvable si la valeur présente nette de ses excédents commerciaux est égale à
son endettement externe courant.
1. En réalité, des proxies sont utilisées pour approcher certaines variables théoriques. Ainsi, la productivité
globale est reflétée par le PIB réel par tête, la préférence pour le présent par l’absorption totale et la
consommation privée, la demande étrangère par les importations américaines et japonaises et le taux d’intérêt
réel mondial par le taux d’intérêt réel américain. De plus, le taux de change réel est calculé comme le taux de
change réel effectif de l’Australie (voir annexe).
2. Ces résultats sont confirmés par les tests ADF.
3. Toutefois, l'influence des variables I(0), i.e. les fondamentaux stationnaires en niveau, ne doit pas être
négligée dans l'étude des dynamiques de court terme.
4. Cette étape est précédée de l’exercice consistant à déterminer le nombre de retards du VAR. la stratégie que
nous adoptons est relativement simple. Nous estimons plusieurs spécifications VAR en retenant un ordre de
retard différent pour chacun d'entre eux. Nous choisissons alors celle que minimise les critères Schwarz (noté
« SB ») et Akaike (noté « AIC »). Ces derniers nous suggèrent de retenir un retard optimal p=1 (Tableau 3).
5. Le paramètre associé à l'équation 5 est aussi significatif mais étant donné que sa valeur est supérieure à 2, il ne
peut constituer un terme de rappel adéquat pour une relation stationnaire.
6. De plus, ce résultat est confirmé par le test ARCH.
7. Cette relation ne peut pas être utilisée comme un modèle de prévision pour le taux de change réel à court
terme puisqu’elle n’intègre pas l’influence des variables stationnaires réelles et nominales.
8. Etant donné que ces deux séries sont exprimés en logarithme, l'indicateur du mésalignement en pourcentage se
déduit en faisant simplement la différence entre celles-ci (multipliée par 100).
9. Il convient de préciser que l'estimation par les moindres carrés dynamiques tend à amplifier légèrement
l'importance du mésalignement par rapport à l’estimation par le maximum de vraisemblance.
References
1.
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1998
1996
1994
1990
1988
1982
1978
1974
1972
1992
105
1986
0
-1
1984
110
1980
1
1976
115
1970
2
100
-2
95
-3
90
-4
85
-5
Chart 1. Current Account (% GDP)
2000
1999
1998
1997
1996
1995
1994
1993
1992
1991
1990
1989
1988
1987
1986
1985
1984
1983
1982
1981
1980
1979
1978
1977
1976
1975
1974
1973
1971
1970
1972
80
-6
Chart 2. Real Exchange Rate
0 .1 0
3 0
2 0
0 .0 5
1 0
0
0 .0 0
-1 0
-2 0
-3 0
-0 . 0 5
7 8
8 0
8 2
8 4
8 6
8 8
9 0
C U S U M
-0 . 1 0
9 2
5 %
9 4
9 6
9 8
0 0
9 8
0 0
S ig n i fi c a n c e
1 .2
1 .0
0 .8
-0 . 1 5
0 .6
80
82
84
86
88
90
92
94
R ecu rsiv e R es id u als
96
98
00
0 .4
0 .2
± 2 S. E.
0 .0
Chart 3 .Recursive residuals (Long Term)
-0 .2
7 8
8 0
8 2
8 4
8 6
C U S U M
8 8
9 0
9 2
o f S q u a re s
9 4
5 %
9 6
S i g n i fic a n c e
Chart 4. CUSUM test (Long Term)
3 0
0 .1 0
2 0
1 0
0 .0 5
0
-1 0
-2 0
0 .0 0
-3 0
8 6
8 7
8 8
8 9
9 0
9 1
9 2
9 3
C U S U M
9 4
5 %
9 5
9 6
9 7
9 8
9 9
0 0
9 8
9 9
0 0
S ig n ific a n c e
-0 . 0 5
1 .4
1 .2
1 .0
-0 . 1 0
78
80
82
84
86
88
90
92
94
96
98
0 .8
00
0 .6
R ecu rsiv e R es id u als
± 2 S.E.
0 .4
0 .2
Chart 5 .Recursive residuals (Short Term)
0 .0
-0 . 2
8 6
8 7
8 8
8 9
9 0
C U S U M
9 1
9 2
9 3
9 4
9 5
o f S q u a re s
5 %
9 6
9 7
S ig n ific a n c e
Chart 6. CUSUM test (Short Term)
25
25
20
20
15
15
10
10
janv-00
janv-99
janv-98
janv-97
janv-96
janv-95
janv-94
janv-93
janv-92
janv-91
janv-90
janv-89
janv-88
janv-87
janv-86
janv-85
janv-84
janv-83
janv-82
janv-81
janv-80
janv-79
janv-78
-5
janv-77
janv-00
janv-99
janv-98
janv-97
janv-96
janv-95
janv-94
janv-93
janv-92
janv-91
janv-90
janv-89
janv-88
janv-87
janv-86
janv-85
janv-84
janv-83
janv-82
janv-81
janv-80
janv-79
janv-78
janv-77
-5
janv-76
0
0
janv-76
5
5
-10
-15
-10
-20
-15
-25
-20
-30
Johan_courant
SW_courant
Chart 7. Johansen & SW current misalignement
Johan_HP
SW_HP
Chart 8. Johansen & SW total misalignement ( filtred)
9
20
0
M is a lig n m e n t (J o h a n s e n )
M is a lig m e n t (S to c k & W a t s o n )
15
C u r r e n t A c c .(% G D P ) (R ig h t A x is )
-1
10
-2
5
0
1999
1998
1997
1996
1995
1994
1993
1992
1991
1990
1989
1988
1987
1986
1985
1984
1983
1982
1981
1980
1979
1978
1977
1976
-3
-5
-4
-1 0
-5
-1 5
F le x ib le
E x c h a n g e R a te
F ix e d E x c h a n g e
R a te
-2 0
-6
Chart 9. Current account and Misalignment
Model (1) Model (2) Model (3)
Real
Fondamentals
Domestic
Factors
Real GDP per
capita
-2.18
0.02
4.304*
Total absorption
-2.62
-1.045
-0.675
Public expenses
-5.706*
-3.080*
-1.037
-2.778
-1.199
-0.444
-2.817
-2.271
-0.797
-2.334
-2.154
-1.328
-3.887*
0.118
2.505*
-1.826
-1.981
-0.998
-1.631
0.421
4.256*
-2.323
0.321
3.777*
Private
consumption
External
Factors
Real effective
exchange rate
Terms of trade
Openess degree
American
interest rate
American
demand
Japanese
demand
Real
Fondamentals
Domestic
Factors
Real GDP per
capita
Total
absorption
Private
consumption
External
Factors
Real effective
exchange rate
Terms of trade
American
interest rate
American
demand
Japanese
demand
Statistic
Model (1)
Statistic
Model (2)
Statistic
Model (3)
-9.394*
-9.415*
-8.251*
-13.999*
-13.827*
-13.783*
-14.824*
-14.713*
-14.699*
-9.106*
-9.153*
-9.171*
-7.681*
-7.589*
-7.471*
-8.090*
-8.071*
-8.111*
-11.253*
-11.145*
-10.127*
-12.371*
-12.270*
-11.291*
Tab. 2 -
Tab. 1 -
Var (p)
p=1
p=2
p=3
p=4
SB
-24.141
-22.597
-21.342
-19.88
Tab. 3 -
AIC
LL
-26.147 1384.366
-25.879 1419.97
-25.901 1470.069
-25.715 1509.766
Eigenvalue
LR
0.442
0.362
0.219
0.151
0.083
0.052
0.002
158.37
100.11
55.24
30.57
14.2
5.5
0.17
Critical
value
to 5%
124.24
94.15
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
Tab. 4 -
Critical
value
to 1%
137.57
103.18
76.07
54.46
35.65
20.04
6.65
Number
of CV
Any**
at the most 1*
at the most 2
at the most 3
at the most 4
at the most 5
at the most 6
10
Normalized cointegration vector
e t-1
1
tot t-1
y
jap
t-1
y
usa
t-1
r
w
t-1
ρ t −1
Long-term relation
u
-0.673 -0.223 0.327 -0.023 0.407 -0.67
(-6.763) (-3.982) (-3.778) (-10.338) (-1.522) (-2.924)
C
2.467
et
tot t
VECM
∆e
∆ tot
ECT
-0.434*
(-4.740)
0.359*
(-3.145)
-0.629*
(-3.332)
0.029
(-0.326)
-0.046
(-0.524)
-0.006
(-1.263)
-0.098
(-0.437)
-0.035
(-0.612)
0.063
(-0.874)
0.172
(-1.448)
0.102
(-1.793)
-0.09
(-1.610)
-0.003
(-0.972)
0.116
(-0.822)
∆ e t-1
∆tot t-1
∆ y jap t-1
∆ y usa t-1
∆ r w t-1
∆ρ t-1
∆ u t-1
µ0
D reg
R2
PP
0.612
(-1.768)
-0.024*
(-4.056)
-0.046*
(-3.944)
0.27
-10.34
0.504*
∆y
-0.142
(-1.336)
0.310*
(-2.344)
0.066
(-0.301)
-0.362*
(-3.458)
0.189
(-1.844)
-0.005
(-0.808)
0.051
(-0.196)
0.618
∆y
usa
0.024
(-0.218)
-0.003
(-0.019)
0.468*
(-2.043)
-0.199
(-1.816)
-0.132
(-1.236)
0.006
(-1.049)
-0.341
(-1.253)
0.141
∆r
y usa t
rw
ut
∑
p
µ0
j =− p
∆ytf− j
C*j
(.)
Validity tests of the relation
w
6.036*
(-2.163)
-1.268
(-0.533)
-2.135
(-0.544)
2.214
(-1.177)
-2.991
(-1.628)
0.219*
(-2.112)
-7.335
(-1.572)
∆ρ
u
0.026
(-0.656)
-0.037
(-0.758)
0.156
(-1.911)
-0.039
(-0.989)
-0.033
(-0.865)
-0.002
(-0.765)
-0.438*
(-4.528)
0.024
(-0.864)
-0.015
(-0.443)
-0.024
(-0.421)
0.029
(-1.061)
0.035
(-1.312)
0.002
(-1.085)
-0.085
(-1.261)
-0.066 -0.394* 0.055
(-2.305) (-1.54) (-0.336) (-0.009) (-2.634) (-0.524)
-0.005 0.011 0.025* 0.16
0.002 0.005*
(-1.311) (-1.563) (-3.52) (-1.311) (-0.737) (-2.676)
-0.001 0.006 -0.008 -0.42 0.002 -0.004
(-0.127) (-0.432) (-0.535) (-1.740) (-0.319) (-1.072)
0.19
-10.48
0.2
-10.37
0.17
-9.917
0.22
-10.23
Jarque 3.82
Bera
7.008*
1.431
0.758
4.061 11.747*
LM(2)
LM(4)
2.177 3.412
1.919 2.902
3.639 14.956* 18.134* 7.678
1.701
6.997
t
1
0.884* 0.203* -0.221* 0.022* 0.641* -5.259
t-stat (-12.24) (-3.81) (-4.41) (-8.185) (-3.637) (-3.606)
Error correction model
jap
y
jap
0.24
-9.776
Jarque ARCH(2) White ADF
PP
R
Bera
0,889 0.328 3.692 85.114 -6.175 -6.014
p-value -0.849 -0.159 -0.809 (*)
(*)
* Critical values can be obtained in Davidson and Mackinnon (1993).
2
Tab. 6 -
Short-term relation
U t-1
∆et
∆ e t-1 ∆ tot t ∆ tot t-1 ∆ y jap t-1 ∆ y usa t
1
-0.603* 0.339* 0.697* -0.487* -0.144* -0.198*
t-stat (-7.616) (-3.292) (-3.522) (-2.992) (-2.22) (-2.483)
Validity tests of the relation
JarqueR2
DF
LM(10) White ADF
PP
Bera
0.471 2.141 2.721 14.018 34.146 -10.62 -10.6
p-value -0.256 -0.172 -0.509 (*)
(*)
*Critical values can be obtained in Davidson and MacKinnon (1993).
Tab. 7 -
0.1
-9.847
6.2
0.353
0.846
2.39
4.84
∆ut
0.552*
(-1.92)
Tab. 5 -
p
QLB
1
1.089
2
1.38
3
1.989
4
7.413
5
6
7.718 9.314
7
8
9
10
9.363 9.511 9.691 10.17
p - value
0.297
0.502
0.575
0.116
0.172 0.157
0.228 0.301 0.376 0.425
Tab. 8 -
11