Notes
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[1]
Cyriac Guillaumin, Docteur en économie, Chercheur au Centre d’Économie de Paris Nord, Université Paris 13 (guillaumin@ univ-paris13. fr).
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[2]
En mars 2008, les réserves de change chinoises, massivement réinvesties en titres du Trésor américain, atteignaient 1682 milliards de dollars (soit environ 22% des réserves mondiales) alors que celles du Japon atteignaient environ 1000 milliards de dollars (FMI, 2008). En moyenne, les réserves de change chinoises progressent de 15 milliards chaque mois (Investir, 2007).
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[3]
Chine, Corée, Hong Kong, Indonésie, Japon, Malaisie, Philippines, Singapour, Taiwan et Thaïlande.
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[4]
Se reporter à Guillaumin (2007) pour une synthèse complète.
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[5]
Se reporter à Bayoumi et al. (2000) et Madhur (2002) pour l’aspect politique.
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[6]
L’Asean+3 regroupe les pays de l’Asean et la Chine, le Japon et la Corée du Sud.
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[7]
Hong Kong, au même titre que Macao, est qualifié de région administrative spéciale.
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[8]
L’économie japonaise est dominée par les keiretsu (les grands conglomérats ou « groupes d’entreprises ») comme Mitsui, Sumimoto, Mitsubishi et Fuji. La banque constitue alors le pivot du groupe servant de support financier à la modernisation et à l’agrandissement de ce dernier (voir, par exemple, Gravereau, 1994 ou Bacconnier, 1999). Les entreprises des quatre dragons sont issues d’une nouvelle classe d’entrepreneurs qui a émergé dans les années soixante et soixante-dix. Parties de petites entreprises familiales ou individuelles, elles sont également devenues de véritable conglomérat (Daewoo, Samsung, …).
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[9]
Le Bangladesh, la Chine, Hong Kong, l’Indonésie, l’Iran, le Japon, la Corée du Sud, la Malaisie, Macao, la Mongolie, le Népal, la Papouasie Nouvelle Guinée, les Philippines, Singapour et la Thaïlande.
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[10]
La Corée (1990), Taiwan (1992), la Mongolie (1999), Brunei (2003), les îles Fidji (2004), la Papouasie Nouvelle Guinée (2005), le Cambodge et le Vietnam (2006).
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[11]
L’Australie, la Chine, la Corée, Hong Kong, l’Indonésie, le Japon, la Malaisie, la Nouvelle-Zélande, les Philippines, Singapour et la Thaïlande.
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[12]
La valeur relative de chaque devise nationale par rapport à l’ACU est fondée sur le PIB et le volume d’échanges commerciaux du pays, ainsi que sur l’usage de la devise concernée au niveau international.
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[13]
Méthode Census X-12. Cette méthode repose sur l’estimation des différentes composantes de la série à partir de moyennes mobiles. Se reporter à Fonteny (2006) pour plus de détails.
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[14]
Ces critères sont les plus utilisés mais il en existe d’autres (Deniau et al., 1992).
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[15]
Le détail des tests de cointégration ainsi que le détail des critères d’information sont disponibles auprès de l’auteur sur simple demande.
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[16]
Cette conception de la convergence est alors moins contraignante que la cointégration (Gouriéroux et Monfort, 1995).
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[17]
Si ces coefficients étaient fixes, l’équation (7) ne serait rien de plus qu’une éventuelle relation de cointégration dont le vecteur cointégrant serait (1 – ?).
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[18]
Les résultats de ces régressions ainsi que les graphiques concernant l’évolution du paramètre de convergence sont disponibles auprès de l’auteur sur simple demande.
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[19]
L’auteur tient à remercier chaleureusement Virginie Coudert et Cuong Le Van pour leurs précieux commentaires et leur soutien. Il est redevable envers Laurence Boone et Claude Chambon. Il remercie Sopanha Sa pour ses remarques sur une première version de ce papier, ainsi que les participants aux 24èmes journées internationales d’économie monétaire et bancaire organisées par le GDR européen Monnaie, Banque et Finance. Il remercie enfin les deux rapporteurs anonymes pour leurs commentaires et suggestions qui ont permis d’améliorer ce travail et reste seul responsable des insuffisances et erreurs qui demeureraient.
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[20]
Le détail de ces tests peut être obtenu auprès de l’auteur sur simple demande.
1 – Introduction
1Depuis l’effondrement des régimes de changes fixes (qu’ils soient de facto ou non) ancrés sur le dollar en 1997, la question du choix du régime de change dans les pays d’Asie de l’Est est importante comme en témoigne la littérature (Collignon et al., 1999 ; Kawai et de Brouwer, 2004). Depuis quelques années, l’émergence de la Chine et son rôle très actif, avec le Japon, dans l’accumulation de réserves de change [2] relancent ce débat. À la veille de la crise financière, la plupart des pays d’Asie de l’Est avaient un régime de change fixe (Reinhart et Rogoff, 2002). Après cette crise, et même si le Fonds Monétaire International a préconisé davantage de flexibilité, certains pays ont continué de stabiliser leurs taux de change d’une manière officielle ou non ; d’autres ont laissé flotter leur monnaie (Coudert et Dubert, 2005 ; Levy-Yeyati et Sturzenegger, 2005). Même si des coopérations monétaires se sont mises en place, il n’existe pas, au niveau régional, de consensus sur un régime de change ni a fortiori d’accord de change à l’instar, par exemple, du Serpent monétaire ou du Système monétaire européen (SME).
2Il n’existe pas de régime de change optimal dans l’absolu, susceptible de convenir à tous les pays ou à toutes les époques, ne serait-ce que parce que les circonstances évoluent (Frankel, 1999). Dès lors, « le choix d’un régime de change dépend de différents critères qu’il est nécessaire de pondérer de manière différente selon la région du monde et selon les périodes » (Bénassy-Quéré et al., 2004). La théorie des zones monétaires optimales, développée, essentiellement, par Mundell (1961), McKinnon (1963) et Kenen (1969), peut guider dans ce choix. Supposons deux économies : si les cycles de ces deux économies sont synchronisés, nous pouvons faire l’hypothèse qu’ils sont touchés par des chocs symétriques (ou communs). Ces deux pays peuvent envisager de stabiliser leur taux de change et d’avoir une politique monétaire commune. Ainsi, la convergence des cycles favorise un régime de change fixe (avec coopération) entre les pays. En cas de chocs asymétriques, au contraire, un régime de change flottant peut être adopté, avec d’autant plus de succès qu’il existe une coordination. Cependant, la coordination est un processus coûteux, la « tentation de dévier » existe.
3L’objectif de cet article est d’étudier la nature des chocs macroéconomiques et leur évolution au fil du temps afin de mieux comprendre les choix de régime de change en Asie de l’Est. Pour cela, nous procédons en deux étapes. Dans une première étape, nous examinons le degré de corrélation entre les chocs macroéconomiques à l’aide de modèle VAR structurel (SVAR par la suite). Cette méthodologie étant sujette à critiques (Boone, 1997 ; Hénin, 2003 ; Fève, 2006), nous utilisons, dans une seconde étape, une approche dynamique basée sur les modèles espace-état dont les coefficients sont calculés par le filtre de Kalman.
4Cette méthode, initialement développée par Haldane et Hall (1991) et Hall et al. (1992), est la seule manière d’adoucir le postulat d’asymétrie structurelle et permet de « traiter le sujet de la convergence dynamique des chocs » (Fontagné et Freudenberg, 1999).
5L’étude s’organise de la façon suivante : la section 2 effectue une revue de la littérature sur le sujet, la section 3 présente quelques éléments à l’intégration économique en Asie de l’Est, la section 4 présente l’identification des chocs macroéconomiques à l’aide des modèles SVAR et calcule la corrélation de ces chocs, la section 5 présente une approche dynamique de la convergence et, enfin, la section 6 conclut.
2 – Les mesures de l’intégration monétaire en Asie
6Les conditions pour créer une union monétaire sont étudiées dans la théorie des zones monétaires optimales. Pour définir si deux ou n pays forment une zone monétaire optimale, Mundell (1961), McKinnon (1963) et Kenen (1969) ont proposé un certain nombre de critères : la mobilité des facteurs de production (en particulier le travail) et la flexibilité des prix et des salaires, le degré d’ouverture des économies et le degré de diversification des structures de production. Toutefois, ces différents critères sont parfois insuffisants, ne permettant pas toujours de délimiter exactement les contours de la zone monétaire optimale. C’est pourquoi quantité d’études porte sur la mesure de l’asymétrie des chocs.
7La littérature distingue les chocs monétaires des chocs d’offre et de demande. Dans l’optique d’une union monétaire, les chocs monétaires sont vraisemblablement voués à disparaître. Leur analyse apparaît ainsi cruciale en vue de l’adoption d’un tel régime. Cependant, une typologie choc monétaire/choc d’offre/choc de demande peut apparaître réductrice et ne pas refléter l’ensemble des chocs possibles : budgétaire, fiscal, de productivité… La multiplication du nombre de chocs à identifier peut aussi entraîner des problèmes de stabilité et de robustesse, ce qui rend plus délicate l’analyse (Erkel-Rousse, 1997).
8Une abondante littérature s’est développée autour des différentes manières de mesurer les (a)symétries entre les pays asiatiques. Les méthodologies sont variées et les résultats contrastés (Guillaumin, 2007). Parmi toutes les méthodes proposées, l’approche SVAR permet d’identifier l’origine des perturbations mais aussi d’étudier les réponses à ces perturbations et les délais d’ajustement. Cette approche, initialement développée par Blanchard et Quah (1989), permet d’orthogonaliser les chocs en les décomposant selon leurs effets à long terme et en imposant des contraintes liées à la théorie économique, ce qui permet d’interpréter chaque choc comme choc d’offre, de demande, de politique monétaire, etc.
9Il existe en fait bien moins d’études sur l’Asie de l’Est que sur les pays européens (ceux de la zone euro, de l’Union européenne ou les pays d’Europe centrale et orientale) pour connaître le degré d’asymétrie des chocs et déterminer la pertinence d’une union monétaire. Le tableau 1 propose un rapide aperçu de ces différentes études.
Enseignements de la littérature
Enseignements de la littérature
10Saxena (2005) étudie la possibilité d’une monnaie commune entre sept pays d’Asie du Sud : Bangladesh, Bhoutan, Inde, Maldives, Népal, Pakistan et Sri Lanka. Utilisant la méthodologie de Bayoumi et Eichengreen (1992), elle identifie, à partir de données annuelles, sur la période 1970-2003, les chocs d’offre et de demande à partir d’un VAR structurel bivarié intégrant le PIB et l’inflation. Ces résultats montrent que les chocs d’offre sont asymétriques alors que les chocs de demande apparaissent symétriques.
11Chow et Kim (2003) identifient, à partir d’un VAR tri-dimensionnel, entre 1971 et 1997, trois types de chocs : chocs mondiaux, chocs régionaux et chocs domestiques. Ils montrent qu’une union monétaire ne serait pas souhaitable dans la zone Asie de l’Est composée des pays suivants : Hong Kong, Indonésie, Corée du Sud, Malaisie, Philippines, Singapour et Taiwan.
12Ng (2002) trouve des résultats plus contrastés. Son analyse étudie les pays de l’Asie du Sud-Est : Indonésie, Malaisie, Philippines, Singapour et Thaïlande. Toujours à partir d’un VAR tri-dimensionnel, trois types de chocs sont identifiés : externe, domestique (propre à l’offre) et domestique (propre à la demande). Ses résultats montrent une corrélation des chocs forte au sein de l’Asean (identifiée à ses cinq pays fondateurs). L’Indonésie, Singapour et la Malaisie affichent même un degré de corrélation très élevé.
13Zhang et al. (2004) utilisent un VAR tri-dimensionnel composé du PIB, de l’indice des prix et du taux de change effectif réel pour identifier les chocs d’offre, de demande et monétaire pour les États-Unis, le Japon, la Corée, Taiwan, la Chine, les Philippines, l’Indonésie, la Malaisie, Singapour, Hong Kong et la Thaïlande. Sur la période 1980 à 2000, leurs résultats ne plaident pas pour la formation d’une union monétaire entre ces pays. Ils montrent également que les corrélations des trois chocs se sont accentuées après la crise financière et, comme Ng (2002), qu’une union monétaire locale serait davantage envisageable. Elle serait composée, par exemple, des pays de l’Asean ou les pays nouvellement industrialisés (Hong Kong, Corée, Singapour et Taiwan) car leurs chocs sont assez corrélés et l’ajustement y est rapide.
14Lee (2007) se pose la question d’une éventuelle monnaie unique entre la Chine, la Corée et le Japon en utilisant un modèle VAR comprenant le PIB, l’inflation et le taux de change réel par rapport au dollar. Ses résultats montrent qu’une monnaie unique ne serait pas envisageable pour ces trois pays sur l’ensemble de la période, ces trois économies ayant besoin du taux de change comme moyen d’ajustement. Seulement, la crise de 1997 a quelque peu changé la donne et l’analyse post crise montre que cette période serait bien plus encline à l’adoption d’un système de taux de change fixe entre ces trois économies.
15Kim (2007) étudie les fluctuations macroéconomiques entre la Malaisie, l’Indonésie, Singapour, les Philippines, la Chine, Hong Kong, le Japon et la Corée. Il procède en trois étapes. Il utilise un VAR bi-varié composé du PIB et des prix lui permettant d’identifier les chocs d’offre et de demande. Ensuite, il étudie les réponses à ces deux types de chocs. Enfin, il effectue une décomposition du PIB entre la tendance et le cycle. Sur la période 1981 à 2005, ses résultats ne plaident pas pour une union monétaire en Asie de l’Est. Le choix d’une telle solution avec de tels résultats, étant donné les niveaux de développement économique et institutionnel de ces pays, entraînerait plus de coûts que d’avantages.
16Enfin, Rüffer et al. (2007) remarquent que l’intégration des pays d’Asie de l’Est a considérablement augmenté au cours de la dernière décennie mais leur démarche n’est pas effectuée dans la perspective d’une union monétaire.
17Cortinhas (2006) utilise un modèle VAR composé du PIB, de l’indice des prix à la consommation et du taux de change effectif réel, puis applique ensuite un modèle espace-état aux séries de chocs issues de la décomposition des différents modèles. Son analyse concerne l’Indonésie, la Malaisie, les Philippines, Singapour et la Thaïlande. Pour des données allant de 1968 à 2004, il montre une augmentation de la convergence des chocs de demande mais aussi une accélération de la divergence des chocs d’offre depuis les années quatre-vingt-dix. Ces résultats sont particulièrement vérifiés pour les Philippines et la Thaïlande qui semblent diverger des autres pays. Par ailleurs, ces résultats ne plaident pas pour la formation d’une union monétaire entre ces pays sans, au préalable, une intégration économique plus forte.
18Xu (2006) analyse la possibilité d’une union monétaire entre la Chine et Hong Kong en prenant la Chine comme pays ancre. Depuis sa rétrocession à la Chine et même si elle bénéficie d’un statut administratif particulier, le « sort » monétaire de Hong Kong est en jeu. À partir de la démarche de Bayoumi et Eichengreen (1992), il identifie les chocs structurels d’offre et de demande de 1988 à 2001. Premièrement, les chocs d’offre et de demande de Hong Kong sont très peu corrélés avec ceux de la Chine mais également avec les États-Unis. Deuxièmement, l’analyse dynamique fait ressortir une très faible convergence, voire une convergence nulle, des chocs de Hong Kong vers la Chine et les États-Unis. De tels résultats sont cruciaux pour l’avenir monétaire de Hong Kong et, à l’heure actuelle, une union monétaire entre la Chine et Hong Kong n’apparaît pas des plus souhaitables.
19L’étude de Moneta et Rüffer (2006) utilise également un modèle espace-état, non pas dans l’optique d’une union monétaire, mais plutôt, comme Rüffer et al. (2007), pour identifier les facteurs externes et communs ou non à la synchronisation des cycles. Leurs résultats montrent qu’une forte synchronisation des cycles existe entre les économies asiatiques [3] sauf pour la Chine et le Japon, entre 1975 et 2005. Toutefois, sur une période plus courte (1993-2005), les cycles apparaissent plus synchronisés y compris pour la Chine et le Japon.
20D’autres travaux se sont intéressés aux comportements des taux de change [4]. L’objectif est de déterminer des relations de cointégration entre les différentes monnaies à un niveau bilatéral ou multilatéral. Kwack (2004) souligne que la volonté de mettre en place une monnaie unique en Asie est forte. Les facteurs décisifs qui retardent cette échéance sont le manque de coopérations politique et monétaire. Ainsi, la formation d’un bloc monétaire, sans référence à un bloc yen comme le conçoivent Goto (2003) et Kearney et Muckley (2007), devient une des options à envisager. Saucier (2002) envisage différents scénarii ; il souligne que la création d’un mécanisme de change asiatique, avec la possibilité d’un ancrage des monnaies asiatiques sur un panier de monnaie, apparaît être une solution rapidement opérationnelle. Toutefois, ce sont les obstacles institutionnel et politique qui freinent cette initiative [5].
3 – Quelques éléments d’analyse à l’intégration économique asiatique
21L’intégration économique recouvre plusieurs aspects : commerciaux, financiers et monétaires.
3.1 – Intégration commerciale
22L’intégration commerciale a débuté dans les années soixante par un accord commercial asiatique signé en 1967 : l’Asean (Association of Southeast Asian Nations). Fondée par l’Indonésie, la Malaisie, les Philippines, Singapour et la Thaïlande, ses objectifs initiaux étaient de favoriser la coopération internationale, mettre un terme aux conflits les opposant et accélérer le développement d’une zone très peuplée et riche en matières premières. De nos jours, l’Asean est une zone de libre-échange, constituée par ses cinq membres fondateurs auxquels il faut ajouter Brunei (adhérant dès 1984), le Vietnam (1995), Myanmar (anciennement la Birmanie) et le Laos (1997), le Cambodge (1999) et le Timor oriental (2002), dont l’objectif est de renforcer la coopération et l’assistance mutuelle entre ces membres ainsi que de promouvoir le commerce et la croissance. En janvier 1992, les membres de l’Asean ont signé un accord de réduction progressive des droits de douane sur certains produits industriels : l’AFTA (Asean Free Trade Area). Cet accord prévoit l’institution d’une zone de libre-échange qui devient effective à partir du 1er janvier 2003. Cependant, seuls Brunei, l’Indonésie, le Vietnam, la Malaisie, Singapour et la Thaïlande ont, pour le moment, mis en place cette zone de libre-échange. Elle sera effective en 2008 pour le Laos et Myanmar, et en 2010 pour le Cambodge (Asean, 2006).
23La part de l’Asie dans le commerce mondial a augmenté depuis vingt-cinq ans. Une grande partie de cette augmentation est due au commerce intra-régional avec notamment l’émergence de la Chine et une légère perte de vitesse du Japon (Zebregs, 2004). Par ailleurs, la hausse des exportations asiatiques dans les exportations mondiales est due, en grande partie, à la stratégie de croissance de ces pays : exporter des biens avec beaucoup de valeurs ajoutées, fabriqués à moindre prix (Stiglitz, 2001). Si nous regardons les structures productives et commerciales de ces pays, nous constatons que ces pays développent un commerce intra-branche et qu’ils sont relativement peu spécialisés (Bajou et al., 2006).
24Les tableaux 2a et 2b présentent le degré de dépendance commerciale bilatérale. Cet indicateur, basé sur les travaux de Kwan (2005), se calcule de la manière suivante :
Dépendance commerciale bilatérale (en %)
Dépendance commerciale bilatérale (en %)
Dépendance commerciale bilatérale (en %)
Dépendance commerciale bilatérale (en %)
26Xij et Mij représentent les exportations de i vers j et les importations de i en provenance de j. Xi et Mi indiquent les exportations totales et les importations totales de i dans le monde. Lorsque cet indicateur est proche de 100%, la part du commerce entre i et j représente la quasi-totalité du commerce de i.
27Le tableau 2a montre une baisse de la dépendance commerciale vis-à-vis des États-Unis au profit de l’Asie du Sud-Est et, mais d’une manière moindre, de l’Asean.
28En observant le tableau 2b, ce mouvement de commerce intra-zone est confirmé avec (i) une forte dépendance vis-à-vis du Japon, de la Chine et, de manière moins élevée, de la Corée et quelque peu de Singapour et (ii) une perte de dominance, au niveau régional, du Japon au profit de la Chine entre 1996 et 2006.
29Pour compléter l’indicateur de dépendance commerciale, nous calculons l’intensité des échanges :
31Cet indicateur permet de relativiser l’importance de la dépendance commerciale du pays i envers le pays j en fonction de la place de ce dernier dans le monde.
32Le tableau 3a confirme le tableau 2a même si désormais le poids du pays partenaire au niveau mondial est intégré à l’analyse. Le commerce des neuf principaux pays de la zone se réoriente, sauf pour la Corée, des États-Unis vers l’Asean et, d’une manière générale, vers l’Asie du Sud-Est. L’analyse des intensités commerciales entre les pays (tableau 3b) confirme également ces faits. De fortes intensités commerciales vis-à-vis du Japon et de Singapour existent, mais elles sont, désormais, légèrement plus faibles avec la Chine sauf pour la Corée et Hong Kong. Nous constatons également une forte intensité commerciale entre Singapour, la Malaisie, les Philippines et la Thaïlande.
Intensité commerciale
Intensité commerciale
Intensité commerciale
Intensité commerciale
33La forte dépendance commerciale et l’ouverture extérieure élevées des pays vis-à-vis de la Chine sont des facteurs qui leur permettent de bénéficier de la croissance chinoise mais qui constituent un risque en cas de retournement de situation. Par ailleurs, une récente étude de la Banque mondiale montre que la Chine a ralenti le rythme de ses importations en 2006 et pourrait subvenir elle-même à ses propres besoins. Les importations de pièces automobiles, de produits mécaniques et électriques, ne cessent de diminuer. Si les importations chinoises ont augmenté de 13,1% en 2006, ce taux de croissance est le plus faible depuis dix-neuf mois. La Chine est soumise à une forte concurrence qui l’oblige à développer ses chaînes de production en interne. Il apparaît, d’après ce rapport, que la Chine a de moins en moins besoin de ses voisins pour s’approvisionner. Cette dégradation touche essentiellement les membres de l’Asean. Ce fait constitue un problème pour ces pays dont la croissance repose essentiellement sur le commerce extérieur : « Il y a un inquiétant ralentissement du rythme des importations en Chine de produits d’Asie de l’Est en 2006. […] Si ce ralentissement devait se poursuivre, il pourrait poser un réel problème pour les économies de l’Asie de l’Est émergente » (Banque mondiale, 2007). Par ailleurs, le Japon, même s’il garde difficilement ses parts de marchés, reste le principal fournisseur de la Chine mais ne serait pas concerné par ce ralentissement.
3.2 – Intégration financière
34L’intégration financière est peu développée même si elle s’intensifie depuis 1997. Deux initiatives ont marqué cette évolution : l’Asian Bond Market Initiative et l’Asian Bond Funds. L’Asian Bond Market Initiative (ABMI) de l’Asean+3 [6] est destinée à soutenir l’offre d’obligations libellées en monnaies locales par des acteurs privés ou publics tandis que l’Asian Bond Funds (ABF) de l’Executives’Meeting of East Asia and Pacific (EMEAP) est chargé de soutenir la demande par la création de fonds obligataires en devises étrangères et en monnaies locales alimentés par les membres (Guérin et Sa, 2006). Par ailleurs, les ressources mobilisées pour les initiatives Asian Bond Market Initiative et Asian Bond Funds sont considérables mais insuffisantes (Guérin et Sa, 2006 ; Takeuchi, 2006). Initialement, l’Asian Bond Funds disposait d’un milliard de dollars qu’il a investi dans un panier d’obligations émises en dollar par les pays asiatiques autres que le Japon. Ce fonds est géré conjointement par la Banque des règlements internationaux et un comité de l’EMEAP.
35Les pays d’Asie de l’Est sont tous bénéficiaires de capitaux externes dont une part croissante sous forme d’IDE reflétant leur industrialisation rapide ainsi que la libéralisation financière intervenues au cours des années quatre-vingt (Fukasaku et Martineau, 1999). Par ailleurs, la structure des flux d’investissements directs à l’étranger (IDE) a beaucoup évolué au cours des vingt dernières années (tableau 4). La concentration régionale s’établit de plus en plus fortement autour du Japon (au détriment des États-Unis) qui est devenu le premier apporteur de capitaux du Sud-est asiatique. Toutefois, l’Asie n’est pas la principale destination des IDE japonais qui ont débuté dès les années quatre-vingt, et qui privilégient les pays industrialisés (États-Unis en tête puis Union européenne) et les nouveaux pays industrialisés (NPI) avec une préférence pour ceux d’Asie. Au début des années 2000, l’Asie absorbe environ 20% des IDE japonais (Bloc-Duraffour et al., 2000).
Les flux d’IDE (en milliards de dollars)
Les flux d’IDE (en milliards de dollars)
36Au niveau international, les flux d’IDE vers l’Asie et en provenance d’Asie connaissent une croissance rapide. En moyenne, durant la période 1990-1996, les flux vers l’Asie progressent de 50 milliards de dollars par an pendant que les flux en provenance d’Asie progressent de 30 milliards de dollars. La période 1997-2006 marque une accélération de ces flux. Les flux vers l’Asie passant d’une moyenne de 50 milliards à 115 milliards de dollars et ceux en provenance d’Asie de 30 à 50 milliards de dollars.
37La Chine est la première destination des IDE. Si nous prenons ce pays dans son ensemble, c’est-à-dire la Chine continentale et Hong Kong [7], elle représente 48% des flux d’IDE entrants en Asie (Japon exclu) sur la période 1990-1996 et 66% sur la période 1997-2006. Hong Kong avec Singapour et Taiwan sont les premiers investisseurs à l’extérieur de la région. À eux trois, ils représentent, respectivement sur les périodes 1990-1996 et 1997-2006, 74% et 77% des flux sortants d’Asie (Japon exclu).
38Au niveau intra-régional, l’intensification des flux d’IDE est un fait établi (Kharas et al., 2006). Ce développement est, en premier lieu, dû aux firmes multinationales japonaises puis coréennes [8] et, enfin, chinoises et indiennes. Le développement croissant de ces flux au niveau régional puis mondial permet aux firmes chinoises et indiennes de devenir des acteurs majeurs de la mondialisation (Hay et al., 2008) et à ces pays de devenir des puissances économiques importantes dans la croissance économique mondiale.
39L’analyse des flux bilatéraux fait ressortir plusieurs caractéristiques. La crise de 1997 n’a pas changé la hiérarchie des investisseurs dans la région. Hors Japon, Hong Kong est le premier investisseur de la région avec, en moyenne, sur la période 2001-2006, un taux d’IDE (en % du total de l’Asie hors Japon) de 45%, suivi de la Chine (13,5%) et Singapour (12,4%). Cette croissance de l’intégration financière suggérée par les flux d’IDE peut également être montrée par l’étude des taux d’intérêt. Il apparaît, depuis Chinn et Frankel (1995), Fukasaku et Martineau (1999) mais aussi et surtout Cavoli et al. (2004), que les taux d’intérêt asiatiques ont des répercussions sur les taux de la région. Ces études ont montré la relative influence des taux américain et japonais sur les pays d’Asie de l’Est et Pacifique, avec tout de même une influence plus importante des taux américains. Dans leur étude, Fukasaku et Martineau (1999) trouvent que les taux les plus influents semblent être ceux de Singapour (dont l’influence porte sur la Corée, la Thaïlande, l’Indonésie et les Philippines) plutôt que ceux des États-Unis ou du Japon. Ils constatent également que les économies de Singapour, la Malaisie, la Thaïlande et les Philippines sont de plus en plus intégrées entre elles. Cette interdépendance peut être plus ou moins volontaire mais, dans les deux cas, elle pousserait les pays concernés à coordonner leur politique de change.
3.3 – Coopération monétaire
40Le périmètre pertinent d’une coopération monétaire semble être l’Asean+3 même si certains pays peuvent ne pas y avoir intérêt, en particulier la Chine et le Japon (Guillaumin, 2007). Une meilleure coopération monétaire permettrait d’éviter de nouvelles crises comme celle de 1997. La coopération monétaire vient appuyer la dynamique de l’intégration économique. Il existe quatre principaux types de coopérations monétaires régionales : SEANZA, SEACEN, EMEAP et les accords de Chiang Mai.
41SEANZA (South East Asia, New Zealand and Australia) fut constitué en 1956 lors d’une réunion entre cinq banques centrales d’Asie et Océanie (Inde, Pakistan, Sri Lanka, Australie et Nouvelle-Zélande). Aujourd’hui, ce groupe de travail regroupe les banques centrales de quinze pays [9] en plus des cinq membres fondateurs. L’objectif de ce groupe de travail est de promouvoir la coopération monétaire par l’échange de données « techniques » et par la mise en commun des connaissances.
42SEACEN (The South East Asian Central Banks) est un centre de réunion des gouverneurs de banque centrale datant de 1966 même si la date de création « légale » est 1982. Ses premiers membres furent l’Indonésie, la Malaisie, Myanmar, le Népal, les Philippines, Singapour, le Sri Lanka et la Thaïlande. Depuis le début des années quatre-vingt-dix, huit nouveaux membres sont arrivés [10]. Il s’agit d’un centre de recherche et d’analyse des développements économique, monétaire et financier entre ces membres mais aussi au sein de la région Asie.
43L’EMEAP (Executives’Meeting of East Asia-Pacific Central Banks) fut créée en 1991 et regroupe onze banques centrales [11]. Son objectif est de renforcer la coopération entre ses membres via, notamment, l’organisation de forum bi-annuel.
44Les accords de Chiang Mai, signés en décembre 2001, sont une avancée significative dans la volonté d’un dialogue politique sur une aide financière multilatérale. Ces accords prennent la forme de swaps qui permettent à une banque centrale dont la monnaie est en difficulté d’échanger temporairement sa monnaie contre des réserves des banques centrales participant à l’accord pour intervenir sur son marché des changes. Le montant total de ces accords, hors accords de swaps entre pays de l’Asean et hors initiative Miyazawa, est de 83 milliards de dollars. Plus récemment, en mai 2007, les ministres des Finances des pays de l’Asean+3 se sont accordés pour un fonds commun de gestion des devises (Les Echos, 2007). Cette initiative s’inscrit dans la volonté d’éviter une nouvelle crise financière comme celle de 1997, prolongeant ainsi l’initiative de Chiang Mai. Le manque de coopération monétaire pourrait également être le fait d’instruments et d’objectifs de politique monétaire différents d’un pays à un autre.
45Enfin, la mise en place de l’ACU (Asian Currency Unit) est une nouvelle preuve dans la poursuite de cette volonté. Il s’agit d’une monnaie virtuelle dont le cours est calculé à partir de la valeur moyenne des devises des dix pays de l’Asean, du Japon, de la Chine et de la Corée [12]. Cette unité de compte pourrait également aboutir, à très long terme, à la mise en place d’une union monétaire régionale.
4 – L’identification des chocs par des modèles SVAR
4.1 – La méthode SVAR
46Nous estimons un VAR sous forme réduite :
48Avec Xt = (?yrt, ?ydt, ?rdt, ?pdt)?. yr est le logarithme du PIB régional, yd le logarithme du PIB domestique, rd est le logarithme du taux de change effectif réel domestique et pd représente le logarithme des prix domestiques, ? indique les variations premières de ces variables et ut est un bruit blanc, de moyenne nulle et de variance ?2.
49La forme moyenne mobile infinie (VMA) du processus s’écrit :
51On peut réécrire les erreurs de la forme réduite comme une combinaison linéaire, telle que : ut = S?t avec ?t les chocs structurels. Nous considérons ainsi un vecteur d’innovations normalisées et orthogonales ?t = (?et, ?d, st, ?d, dt, ?d, mt)?, où ?et, ?d, st, ?d, dt et ?d, mt sont, respectivement, les chocs externe, d’offre domestique, de demande domestique et monétaire domestique, satisfaisants : ut = S?t et E(???) = I. Ce qui implique que SS? = ? et que la connaissance d’une matrice d’orthogonalisation S permet d’écrire la représentation VMA en terme de chocs indépendants, dits structurels :
53avec
55La forme développée de la matrice C(L) s’écrit :
57La comparaison du nombre de paramètres à déterminer pour l’identification de la forme structurelle avec le nombre de paramètres effectivement estimés dans le modèle VAR montre que l’identification de la forme structurelle nécessite l’imposition de n(n – 1)/2 contraintes. Nous avons ainsi besoin de six contraintes.
58Grâce aux travaux de Blanchard et Quah (1989) et Clarida et Gali (1994), nous pouvons imposer les restrictions suivantes :
- un choc monétaire local n’a pas d’effet à long terme sur les PIB domestique et régional :
;
- un choc de demande local n’a pas d’effet à long terme sur les PIB domestique et régional :
;
- un choc monétaire local n’a pas d’effet à long terme sur le taux de change effectif réel domestique :
.
.
59Les données utilisées sont trimestrielles, sur la période 1980.1 à 2007.2. Les sources sont décrites dans l’annexe 1. Toutes les variables ont été transformées en logarithme. Les données sur le PIB (la production industrielle le cas échéant) ont été désaisonnalisées [13]. Les variables pour chaque pays sont soumises à des tests de racines unitaires (annexe 2). La majorité des variables sont stationnaires en différence première. Cette stationnarité est une condition indispensable pour poser des restrictions à long terme. L’étude de la cointégration des variables ne révèle pas de relation de long terme entre ces dernières. Enfin, en utilisant les critères d’information d’Akaike, de Schwartz et d’Hannan-Quinn [14], nous spécifions un nombre de retards égal à 2 pour tous les modèles [15].
4.2 – Les résultats
60L’étude concerne les pays de l’Asean+3, qui constituent également l’ACU, à quelques exceptions près (annexe 1). Ce choix est fait au vu des accords commerciaux, financiers et monétaires (cités infra) qui peuvent être le support d’un éventuel accord de change ou, tout du moins, d’une meilleure stabilité intra-régionale des taux de change. Le tableau 5 présente les corrélations des chocs d’offre, de demande, monétaire et externe.
Corrélation des chocs structurels sur la période 1980.1 à 2007.2
Corrélation des chocs structurels sur la période 1980.1 à 2007.2
61Il y a peu de chocs d’offre et monétaires significatifs en comparaison avec les chocs de demande et externes. Cependant, les chocs d’offre significatifs sont majoritairement positifs notamment avec la Malaisie, les Philippines et Singapour ; les chocs monétaires sont également majoritairement positifs et toujours, essentiellement, avec la Malaisie, les Philippines et Singapour. Dans les deux types de chocs, la Thaïlande apparaît légèrement en retrait. Les chocs monétaires du Japon sont corrélés négativement avec ceux des autres pays.
62Il y a beaucoup plus de chocs de demande et externes significatifs qui sont, comme précédemment, majoritairement positifs. Pour les chocs de demande, les pays avec le moins de chocs significatifs sont l’Indonésie et Hong Kong alors que pour les chocs externes, ces deux pays ont le plus grand nombre de chocs significatifs. Les chocs de demande sont tous très corrélés de manière positive sauf pour le Japon ; la Malaisie obtient une majorité de corrélation négative pour les chocs externes.
63Nous pouvons dès lors résumer le tableau 5 :
- les chocs d’offre et les chocs monétaires sont statistiquement moins souvent significatifs que les chocs de demande et les chocs externes ;
- la majorité de ces corrélations est positive ;
- la Malaisie, les Philippines et Singapour sembleraient très liés sur les quatre types de chocs ; la Thaïlande les rejoindrait pour les chocs de demande et externes.
64L’étude des corrélations avec les États-Unis et l’ancre MACU révèle plusieurs informations (tableau 6) :
- les corrélations, quel que soit le type de choc, apparaissent plus significatives avec l’ancre MACU qu’avec les États-Unis ;
- les chocs d’offre et les chocs monétaires sont moins importants, sur un plan statistique, que les chocs de demande et les chocs externes ;
- pour les corrélations avec MACU, l’Indonésie, la Malaisie, les Philippines et la Thaïlande sont fortement liées.
Corrélation avec… sur la période 1980.1 à 2007.2
Corrélation avec… sur la période 1980.1 à 2007.2
5 – L’approche dynamique de la convergence
5.1 – Intérêt de la méthode
65Le coefficient de corrélation [inconditionnelle] entre les séries de chocs des différents pays donne une mesure statique de leur asymétrie sur l’ensemble de la période. Il est ainsi impossible de juger de leur évolution sur cette base. Or, il est tout à fait concevable que les (a)symétries évoluent au fil du temps. L’évolution pourrait éventuellement être mesurée en découpant la période d’étude en plusieurs sous-périodes mais le nombre d’observations serait alors insuffisant. Les tests de cointégration ne permettraient pas non plus de détecter des changements dans le processus de convergence.
66Toutes ces méthodes souffrent d’un manque de dynamisme dans l’analyse des chocs car elles supposent que les coefficients de corrélation sont stables sur l’ensemble de la période. Or, cette stabilité dépend de trois hypothèses (Boone, 1997) :
- ces chocs sont structurels, c’est-à-dire reflètent certaines particularités des structures économiques ;
- le phénomène de convergence est terminé ;
- aucun événement extraordinaire n’a perturbé un éventuel phénomène de convergence.
5.2 – La méthode
67Supposons ?l, it la matrice des chocs de type l du pays i à la date t. Deux précisions doivent être apportées. La première concerne le terme ? qui représente, comme nous l’avons écrit dans la section 1, un choc structurel. La seconde est relative au type (l) du choc ?. Ce choc peut être de n’importe quelle nature. Dans notre cas, il s’agit de chocs domestiques d’offre, de demande et monétaire et d’un choc externe, notés, respectivement, ?d, st, ?d, dt, ?d, mt et ?et.
68Nous pouvons mesurer la convergence des chocs de type l entre un pays i (?l, it) et un pays j (?l, jt), par le modèle espace-état suivant :
70L’équation (7) est une équation de mesure où ?t et ?t sont des coefficients variables [17] dont les évolutions sont données par les équations d’état suivantes :
72La convergence se traduirait, dans l’équation (7), par un coefficient ? = 0 et un coefficient ? = 1.
73Cependant, une telle mesure de la convergence est particulière puisqu’elle ne prend en compte la convergence qu’entre les pays i et j, et pas avec un éventuel pays tiers. L’introduction d’un tel pays permet de détecter la convergence du pays i vers le pays j ou du pays i vers le pays tiers. Nous pouvons alors détecter un mouvement de convergence particulier d’un mouvement plus global. En introduisant une telle hypothèse, nous devons modifier l’équation (7) pour la réécrire comme :
75où ?t et ?t sont des coefficients variables dont les évolutions sont données par les équations d’état suivantes :
77?l, kt représente le choc de type l du pays k (k étant le pays tiers) à la date t. ?t?, s’il est correctement spécifié, tend vers 0, indépendamment de tout processus de convergence. Il s’agit d’un bruit blanc et doit être nul en moyenne. Nous considérerons qu’il y a convergence si ?t est en moyenne nulle et si ?t tend vers 0 au cours de la période ; nous parlerons de faible convergence si ?t est constant mais pas nécessairement nul et si ?t tend vers 0 (Babetskii et al., 2005).
78Nous devons apporter à présent une nouvelle précision. Elle concerne le choix des pays de référence, correspondant aux lettres j et k dans l’équation (10). En règle générale, le pays k est censé représenter le reste du monde et c’est pourquoi nous choisissons les États-Unis.
79La plus grande interrogation concerne la lettre j. Dans les études précédemment menées sur l’Union européenne ou la zone euro, le pays j est utilisé comme pays ancre, c’est-à-dire censé constituer le cœur de la zone monétaire. Ainsi, Boone (1997) prend l’Allemagne pour les onze autres pays qui constituent la zone euro et Babetskii et al. (2005) utilisent l’Union européenne (UE) à quinze pays pour les dix pays d’Europe centrale et orientale (PECO) intégrant l’UE au 1er mai 2004.
80Dans notre situation, il est difficile de définir une ancre effective. Toutefois, nous pouvons définir une ancre potentielle. Depuis les années soixante, de nombreuses coopérations commerciale et financière ont vu le jour. Si elles peuvent apparaître insuffisantes dans l’optique d’une monnaie unique (Bénassy-Quéré et Coeuré, 2000), elles n’en restent pas moins une avancée significative dans la double volonté de ces pays d’éviter de nouvelles crises et de réduire les volatilités excessives des taux de change. La mise en place de l’ACU (Asian Currency Unit) est une nouvelle preuve dans la poursuite de cette volonté. C’est pourquoi nous décidons de choisir comme ancre potentielle les pays composant l’ACU à l’exception de Brunei, le Vietnam, Myanmar (anciennement la Birmanie), le Laos et le Cambodge. Ces pays ne sont pas intégrés aux différents calculs à cause du manque de données pour chacun d’entre eux. Nous appellerons notre ancre potentielle MACU pour Modified Asian Currency Unit. Ce travail permettra d’éviter les nombreuses régressions par couple de pays [18].
81Pour notre étude, l’interprétation des résultats est assez simple : lorsque le coefficient ? tend vers 0, le choc de type l du pays i converge vers celui de la zone MACU et lorsque le coefficient ? tend vers 1, le choc de type l tend vers celui des États-Unis.
5.3 – Les résultats
82Pour les chocs d’offre, deux commentaires peuvent être faits pour l’ensemble des pays (graphique 1) : (i) ces chocs apparaissent asymétriques sauf pour la Chine et, quelque peu, la Thaïlande ; (ii) au début des années quatre-vingt-dix, l’asymétrie des chocs a augmenté puis s’est stabilisée. La crise de 1997 marque une accélération de cette asymétrie vis-à-vis de l’ancre MACU. La Chine a une dynamique inverse à celle des autres pays de la zone. Elle semble converger vers l’ancre MACU. Cette convergence s’est accélérée lors de la crise financière. La Thaïlande marque une convergence très lente également vers MACU que la crise financière a quelque peu retardée. Toutefois, en 2007, ses chocs restent asymétriques. Les résultats pour l’Indonésie sont difficilement interprétables.
Évolution du paramètre ? pour les chocs d’offre
Évolution du paramètre ? pour les chocs d’offre
83Pour les chocs de demande, nous assistons, dans la majorité des cas, à un mouvement de convergence des chocs vers l’ancre MACU (graphique 2). L’exception vient de Singapour où les chocs ont tendance à diverger mais faiblement.
Évolution du paramètre ? pour les chocs de demande
Évolution du paramètre ? pour les chocs de demande
84Le graphique 3 montre qu’il y a une convergence des chocs monétaires vers l’ancre MACU et la crise financière de 1997 ne semble pas, sauf pour la Chine, l’Indonésie et la Malaisie, avoir affecté cette tendance. Pour ces trois pays, la crise accélère le processus de convergence.
Évolution du paramètre ? pour les chocs monétaires
Évolution du paramètre ? pour les chocs monétaires
85Dans l’ensemble, les chocs externes sont relativement convergents (graphique 4). La Corée et la Thaïlande connaissent une convergence « parfaite » mais qui dure depuis presque vingt ans. La Chine et l’Indonésie ont des convergences beaucoup plus lentes et relatives. Quant aux autres pays, les chocs semblent plus proches de ceux de l’ancre MACU que des États-Unis. Il faut noter que pour la plupart des pays, le processus de convergence semble marquer une pause. Cette rupture due à la crise financière apparaît également dans les travaux de Xu (2006) mais pas dans ceux de Cortinhas (2006) car ce dernier supprime les années 1997 et 1998 de son échantillon.
Évolution du paramètre ? pour les chocs externes
Évolution du paramètre ? pour les chocs externes
86Dans l’ensemble, le processus de convergence est marqué par une rupture en 1997 lors de la crise financière. À partir de cette date, nous constatons une reprise du processus sur la même tendance qu’avant la crise. Toutefois, l’ensemble des processus, qu’il y ait convergence ou divergence, semble marquer une pause. Ceci est sans doute la conséquence de l’absence de politiques économiques qui favoriseraient les facteurs de ces différentes convergences.
87La relative convergence des chocs de demande et surtout monétaire pour la Malaisie, la Corée, la Thaïlande et Singapour serait un atout dans l’optique d’une politique de change commune entre ces pays. Le Japon, quant à lui, apparaît bien à l’extérieur d’une éventuelle zone monétaire régionale. L’étude des graphiques 1 à 4 est confirmée par celle du coefficient ? de l’équation (10) des tableaux 7a et 7b. Dans ces tableaux, nous retirons la période de crise (1997.2 à 1998.3) car nous souhaitons étudier l’avant et l’après-crise et montrer l’accélération de la convergence ou de la divergence suite à ce choc.
Moyenne du coefficient ? de l’équation (10)
Moyenne du coefficient ? de l’équation (10)
Coefficient de l’équation (10), moyenne
Coefficient de l’équation (10), moyenne
6 – Conclusion
88Cette étude a deux objectifs. Le premier est d’introduire une mesure dynamique du degré d’asymétrie des chocs. Pour cela, nous utilisons les modèles espace-état dont les coefficients sont calculés par le filtre de Kalman, ce qui nous permet de prendre en compte les changements de régime. Ainsi, le caractère statique dont souffrent les modèles VAR est en partie surmonté. Le second objectif est d’évaluer, à l’aide de ces modèles espace-état, l’évolution des chocs auxquels font face les économies d’Asie de l’Est pour mieux comprendre ces choix en terme de régime de change.
89Nous montrons que les chocs de demande, monétaires et externes sont très corrélés entre les pays d’Asie de l’Est. Cependant, les chocs d’offre sont plus hétérogènes, surtout depuis la crise financière de 1997. Nos résultats montrent en effet qu’il y a un avant et un après-crise.
90Nous montrons également que les chocs de demande, monétaires et externes convergent davantage que les chocs d’offre même si des divergences apparaissent pour quelques pays. Ces résultats seraient un argument en faveur des changes fixes à l’intérieur de la région, du type union monétaire par exemple. Cependant, une éventuelle union monétaire ne pourrait concerner, au départ, qu’un petit nombre de pays de l’Asean (Malaisie, Singapour et Thaïlande) dont les relations économiques sont déjà fortes. La Corée et les Philippines pourraient constituer la périphérie de cette union. Il est vrai que la mise en place d’une telle solution est naturellement tributaire de la volonté politique des participants. Une analyse de la transmission des politiques monétaires de chacun de ces pays serait aussi nécessaire pour compléter le diagnostic économique.
Description des données
92Les données utilisées dans les sections 3 et 4 sont des données trimestrielles, sur la période 1980.1 à 2007.2. L’échantillon comprend les pays suivants : la Chine, la Corée, Hong Kong, l’Indonésie, le Japon, la Malaisie, les Philippines, Singapour, la Thaïlande et les États-Unis.
93L’Asean+3 et l’ACU regroupent les pays suivants : la Chine, la Corée, l’Indonésie, le Japon, la Malaisie, les Philippines, Singapour, la Thaïlande, Brunei, le Vietnam, Myanmar (anciennement la Birmanie), le Laos et le Cambodge. Nous retirons de ces groupes, pour diverses raisons (manque de données, économie de guerre en transition…), Brunei, le Cambodge, Myanmar et le Vietnam. Par ailleurs, nous n’intégrons pas Taiwan à l’analyse étant donné (i) le manque de données et (ii) son devenir politique incertain.
94Enfin, nous appelons MACU (Modified Asian Currency Unit) le groupe modifié des pays participants à l’ACU : la Chine, la Corée, Hong Kong, l’Indonésie, le Japon, la Malaisie, les Philippines, Singapour, la Thaïlande. Cette modification tient aux raisons invoquées infra.
95Les PIB (la production industrielle le cas échéant), les taux de change effectif réel et les indices de prix à la consommation sont issus des Statistiques Financières Internationales du Fonds Monétaire International. Pour la Chine, les données pour le PIB et l’indice des prix à la consommation sont issues de la base de données Datastream. Enfin, les taux de change effectif réel de la Corée, de Hong Kong, de l’Indonésie et de la Thaïlande proviennent de la Banque des règlements internationaux. Il s’agit de données mensuelles qui ont été transformées en données trimestrielles.
Les tests de racine unitaire
96Les tests de racine unitaire sont menés sur les variables en logarithme du PIB, de l’indice des prix à la consommation et du taux de change effectif réel pour chacun des pays de l’échantillon.
97Le degré d’intégration est étudié à l’aide des tests ADF (Augmented Dickey-Fuller) et PP (Phillips-Perron). Ces deux tests sont effectués à partir de différents modèles (avec tendance et constante ; sans tendance et avec constante ; sans tendance ni constante). Ces tests, étant les plus couramment employés, ne font pas l’objet d’une présentation. Les tableaux A2.1a et A2.1b détaillent les résultats concernant l’ordre d’intégration d, noté I(d), des séries [20].
Tests de racine unitaire sans break structurel
Tests de racine unitaire sans break structurel
Tests de racine unitaire sans break structurel
Tests de racine unitaire sans break structurel
98Pour les trois variables, les résultats militent très largement en faveur de la non-stationnarité en niveau. Les variables apparaissent intégrées d’ordre 1 ou 2 lorsqu’il s’agit de la variable p. Dès lors, l’intégration d’ordre 2 de la variable p correspondra à l’accélération de l’inflation. Trois exceptions notables sont toutefois à noter : celles de la stationnarité de la variable p pour la Chine, Hong Kong et les États-Unis avec le test PP.
99Ces tests sont cependant menés sans rupture structurelle. Or, nous pouvons penser que la crise financière de 1997 a constitué une rupture structurelle en elle-même. C’est pourquoi nous décidons de mener des tests de racine unitaire avec rupture structurelle. Ces tests sont issus des travaux de Perron (1989) permettant la modélisation de points aberrants dans la composante déterministe du modèle. Ici, la date de rupture est considérée comme exogène mais d’autres travaux (Perron et Vogelsang, 1992 ; Perron, 1997) peuvent la considérer comme endogène. Nous choisissons la date 1997.2 comme date de rupture. En effet, c’est à partir du second trimestre 1997 que la crise prend véritablement forme (Davanne, 1998 ; Rüffer et al., 2007).
100Si la date de rupture est exogène, Perron (1989) propose, pour tester la présence d’une racine unitaire, dans la série yt, trois modèles : A, B et C. Le modèle A correspond à ce que Perron (1989) appelle le « crash model » : changement dans le niveau ; le modèle B est le « changing growth model » : changement dans le taux de croissance ; le modèle C est une combinaison des modèles A et B. Voici les écritures des trois modèles :
102Avec : Tb la date de rupture structurelle ; DMU = 1 si t > Tb et 0 sinon ; DTS = t – Tb si t > Tb et 0 sinon ; DT = t si t > Tb et 0 sinon ; D(Tb) = 1 si t = Tb + 1 et 0 sinon.
103L’hypothèse nulle est celle de non-stationnarité. Elle s’écrit : H0 : b = 0. Les tableaux A2.2a et A2.2b présentent les résultats. Ils sont, ici, sans appel : les variables étudiées apparaissent non stationnaires malgré la présence d’une rupture. Toutefois, pour bien tenir compte de la crise financière, dans la suite de nos estimations, une variable dummy est introduite. L’introduction d’une telle variable nous permettra de contrôler les points aberrants. Cette variable vaudra 1 pour les dates 1997.2 à 1998.3 et 0 sinon.
Les tests de racine unitaire avec break structurel exogène
Les tests de racine unitaire avec break structurel exogène
Les tests de racine unitaire avec break structurel exogène
Les tests de racine unitaire avec break structurel exogène
Quelques statistiques sur le paramètre ?
Coefficient ? de l’équation (10)
Coefficient ? de l’équation (10)
Test de racine unitaire sur le paramètre ?
Test de racine unitaire sur le paramètre ?
Bibliographie
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- Saucier, P., 2002. The case for an Asian exchange rate mechanism, communication présentée à la conférence internationale : Towards regional monetary zones.
- Saxena, S. C., 2005. Can South Asia adopt a common currency ?, Journal of Asian Economics 16 (4), 635-62.
- Stiglitz, J., 2001. From miracle to crisis to recovery : Lessons from four decades of East Asian experience, in Stiglitz, J., Yusuf, S., The East Asian Miracle, Oxford University Press.
- Takeuchi, A., 2006. Identifying impediments to cross-border bond investment and issuance in Asian countries, BIS papers 30, Bank for International Settlements.
- Xu, X., 2006. A currency union for Hong Kong and Mainland China ?, Journal of International Money and Finance 25 (6), 894-911.
- Zebregs, H., 2004. Intraregional trade in emerging Asia, IMF Discussion Paper 04-01.
- Zhang, Z., Sato, K., McAleer, M., 2004. Is a monetary union feasible for East Asia ?, Applied Economics 36 (10), 1031-1043.
Notes
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[1]
Cyriac Guillaumin, Docteur en économie, Chercheur au Centre d’Économie de Paris Nord, Université Paris 13 (guillaumin@ univ-paris13. fr).
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[2]
En mars 2008, les réserves de change chinoises, massivement réinvesties en titres du Trésor américain, atteignaient 1682 milliards de dollars (soit environ 22% des réserves mondiales) alors que celles du Japon atteignaient environ 1000 milliards de dollars (FMI, 2008). En moyenne, les réserves de change chinoises progressent de 15 milliards chaque mois (Investir, 2007).
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[3]
Chine, Corée, Hong Kong, Indonésie, Japon, Malaisie, Philippines, Singapour, Taiwan et Thaïlande.
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[4]
Se reporter à Guillaumin (2007) pour une synthèse complète.
-
[5]
Se reporter à Bayoumi et al. (2000) et Madhur (2002) pour l’aspect politique.
-
[6]
L’Asean+3 regroupe les pays de l’Asean et la Chine, le Japon et la Corée du Sud.
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[7]
Hong Kong, au même titre que Macao, est qualifié de région administrative spéciale.
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[8]
L’économie japonaise est dominée par les keiretsu (les grands conglomérats ou « groupes d’entreprises ») comme Mitsui, Sumimoto, Mitsubishi et Fuji. La banque constitue alors le pivot du groupe servant de support financier à la modernisation et à l’agrandissement de ce dernier (voir, par exemple, Gravereau, 1994 ou Bacconnier, 1999). Les entreprises des quatre dragons sont issues d’une nouvelle classe d’entrepreneurs qui a émergé dans les années soixante et soixante-dix. Parties de petites entreprises familiales ou individuelles, elles sont également devenues de véritable conglomérat (Daewoo, Samsung, …).
-
[9]
Le Bangladesh, la Chine, Hong Kong, l’Indonésie, l’Iran, le Japon, la Corée du Sud, la Malaisie, Macao, la Mongolie, le Népal, la Papouasie Nouvelle Guinée, les Philippines, Singapour et la Thaïlande.
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[10]
La Corée (1990), Taiwan (1992), la Mongolie (1999), Brunei (2003), les îles Fidji (2004), la Papouasie Nouvelle Guinée (2005), le Cambodge et le Vietnam (2006).
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[11]
L’Australie, la Chine, la Corée, Hong Kong, l’Indonésie, le Japon, la Malaisie, la Nouvelle-Zélande, les Philippines, Singapour et la Thaïlande.
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[12]
La valeur relative de chaque devise nationale par rapport à l’ACU est fondée sur le PIB et le volume d’échanges commerciaux du pays, ainsi que sur l’usage de la devise concernée au niveau international.
-
[13]
Méthode Census X-12. Cette méthode repose sur l’estimation des différentes composantes de la série à partir de moyennes mobiles. Se reporter à Fonteny (2006) pour plus de détails.
-
[14]
Ces critères sont les plus utilisés mais il en existe d’autres (Deniau et al., 1992).
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[15]
Le détail des tests de cointégration ainsi que le détail des critères d’information sont disponibles auprès de l’auteur sur simple demande.
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[16]
Cette conception de la convergence est alors moins contraignante que la cointégration (Gouriéroux et Monfort, 1995).
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[17]
Si ces coefficients étaient fixes, l’équation (7) ne serait rien de plus qu’une éventuelle relation de cointégration dont le vecteur cointégrant serait (1 – ?).
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[18]
Les résultats de ces régressions ainsi que les graphiques concernant l’évolution du paramètre de convergence sont disponibles auprès de l’auteur sur simple demande.
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[19]
L’auteur tient à remercier chaleureusement Virginie Coudert et Cuong Le Van pour leurs précieux commentaires et leur soutien. Il est redevable envers Laurence Boone et Claude Chambon. Il remercie Sopanha Sa pour ses remarques sur une première version de ce papier, ainsi que les participants aux 24èmes journées internationales d’économie monétaire et bancaire organisées par le GDR européen Monnaie, Banque et Finance. Il remercie enfin les deux rapporteurs anonymes pour leurs commentaires et suggestions qui ont permis d’améliorer ce travail et reste seul responsable des insuffisances et erreurs qui demeureraient.
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[20]
Le détail de ces tests peut être obtenu auprès de l’auteur sur simple demande.
