1Depuis son lancement au début de 1999, la performance de l’euro sur le marché des changes vis-à-vis des autres grandes monnaies a déçu beaucoup d’observateurs. Une grande partie d’entre eux s’attendait à un redéploiement des portefeuilles internationaux à grande échelle en faveur de la nouvelle monnaie. De fait, d’un point de vue d’équilibre de stocks, il pouvait sembler rationnel d’anticiper que la demande d’euros proviendrait d’un besoin de diversification. Une telle attente fut renforcée par l’hypothèse selon laquelle la Banque centrale européenne allait se trouver dotée d’une forte crédibilité, à la fois du fait de la forte indépendance dont elle bénéficie et parce qu’on pouvait considérer qu’elle hériterait de la réputation de la Bundesbank. Pour certains observateurs, une telle crédibilité devait avoir comme contrepartie des taux d’intérêt faibles dans la zone euro. Un différentiel de taux d’intérêt négatif avec les États-Unis pouvait être envisagé comme un signe positif en faveur de la nouvelle monnaie. Ceci pouvait signaler des anticipations d’appréciation de l’euro, conduisant à une augmentation de la demande de la nouvelle monnaie, et donc à son appréciation immédiate. Pourtant, comme souvent, le marché des changes a pris à contre-pied les prévisions d’un « euro fort ». La zone euro s’est trouvée exportatrice nette de capitaux. Au cours de ses vingt-deux premiers mois la monnaie européenne a perdu près d’un tiers de sa valeur initiale par rapport au dollar américain. Ceci peut sembler constituer une nouvelle anomalie du marché des changes.

2Une explication de cette piètre performance souvent rencontrée aujourd’hui est que la faiblesse de l’euro n’est qu’un nouvel exemple « du flottement libre des taux de changes bien connu pour ses mouvements de balancier longs et prolongés que l’on est bien en peine d’expliquer par les fondamentaux économiques » (Favero et al. [2000], p. 7). Par opposition à cette explication, le présent article soutient que les fondamentaux sont en mesure de contribuer à expliquer la faiblesse initiale et persistante de l’euro. Ces fondamentaux se rapprochent de ceux décrits par l’approche monétaire.

3La faiblesse de l’euro vis-à-vis du dollar n’est pas un phénomène nouveau qui daterait de l’introduction de la nouvelle monnaie européenne. L’euro commença déjà à s’affaiblir à la fin de l’été 1998, c’est-à-dire quelques mois après la sélection finale des pays participant à l’Union monétaire européenne. Les critères de convergence arrêtés à Maastricht impliquaient en particulier que les taux d’intérêt des pays candidats devaient tous converger vers les taux les plus bas de la zone euro. Cela fit baisser le niveau moyen des taux d’intérêt de la zone vers le niveau des taux allemands, qui étaient alors faibles pour des raisons internes. Par la suite, la BCE hérita de tels taux faibles et pendant la plus grande partie de sa première année d’existence continua à poursuivre une politique monétaire relativement expansionniste.

4La thèse que nous testons et validons est fondée sur le rôle qu’un différentiel de taux d’intérêt négatif avec les États-Unis a pu jouer dans l’affaiblissement de l’euro. Une des limites principales de l’approche qui sous-tend la thèse opposée présentée ci-dessus (dans laquelle des taux d’intérêt bas engendreraient un euro fort) est que les prix sont supposés parfaitement flexibles, même dans le court terme. Il est pourtant aujourd’hui assez largement admis que les prix sont visqueux dans le court terme, comme dans l’approche de Dornbusch [1976].

5Pourtant, les effets de type surajustement ne sont peut-être pas suffisants à eux seuls pour expliquer la persistance de la dépréciation de l’euro. Une combinaison de l’approche fondée sur l’existence d’une inflation tendancielle et de la thèse de la viscosité des prix à court terme représente une base plus appropriée pour tester la responsabilité des facteurs monétaires dans la baisse très prononcée, rapide et durable de l’euro. Nous mettons ainsi en œuvre le modèle de différentiel de taux d’intérêt réel (DTIR), développé par Frankel [1979] pour expliquer la faiblesse du mark dans les années 1970 à la suite du passage au flottement des monnaies. La force de la vision fondée sur la viscosité des prix tient dans son insistance sur le lien entre un taux d’intérêt relatif plus faible et une dépréciation de la monnaie, alors que la vision à prix flexibles met en avant le lien entre le différentiel d’inflation à long terme et le taux de change. Dans l’approche combinée (DTIR), l’écart du taux de change par rapport à son niveau de long terme est alors non seulement une fonction négative du différentiel de taux d’intérêt, comme chez Dornbusch, mais dépend aussi positivement du différentiel d’inflation anticipée.

6La difficulté à laquelle se heurte l’estimation empirique du modèle monétaire dans le cas de l’euro tient au fait qu’elle exige habituellement des données macroéconomiques, telles que la masse monétaire ou la production, disponibles à des fréquences trop basses pour rendre (encore) possible une étude économétrique. Nous examinons, avec des données de haute fréquence, un sous-ensemble du modèle pour lequel des données sont disponibles. Notre période d’étude se focalise sur les deux dernières années (printemps 1998 jusqu’à l’automne 2000) car des estimations préliminaires ont indiqué la présence d’instabilités qui empêchent de remonter plus loin.

7Après avoir brièvement présenté la structure du modèle monétaire utilisé par la suite dans les tests, nous exposerons les résultats empiriques utilisant la technique standard de coïntégration multiple.

LE MODÈLE SOUS-JACENT

8Le cadre de départ du modèle monétaire standard [1] que nous utilisons (Frankel [1993]) repose sur deux équations. La première (1) exprime le taux de dépréciation anticipée à l’aide d’une spécification autorégressive. Les agents s’attendent à ce que dans le court terme le taux de change retourne à son niveau d’équilibre à un taux proportionnel à l’écart courant entre les deux. Dans le long terme, on s’attend à ce que le taux de change varie à un rythme égal au différentiel d’inflation anticipée. On pourrait relier le paramètre ?à la vitesse d’ajustement sur le marché des biens. La deuxième équation suppose simplement vérifiée la parité non couverte des taux d’intérêt :

9En combinant ces deux équations, on obtient (3) qui relie le taux de change à son niveau de long terme, de même qu’aux différentiels de taux d’intérêt nominal et d’inflation anticipée.

10La parité des pouvoirs d’achat est supposée vérifiée à long terme [1] :

11b₁ = 0, b₂ > 0 (Frenkel [1978])

12Modèle à prix fixes : b₁ < 0, b₂ = 0 (Dornbusch [1976])

13Modèle DTIR : b₁ < 0, b₂ > 0 (Frankel [1979]).

14Dans le modèle à prix flexibles, b₁ est positif car une hausse du taux d’intérêt interne (associée à une augmentation de l’offre de monnaie) qui reflète des anticipations d’inflation future et une baisse de la détention désirée de monnaie nationale, doit engendrer une dépréciation de la monnaie nationale. Au contraire, dans le modèle à prix visqueux, b₁ est négatif dans la mesure où une dépréciation du taux de change courant par rapport à sa valeur de long terme sera engendrée par une baisse du taux d’intérêt (associée à une augmentation de l’offre de monnaie) suscitant des sorties de capitaux. Un coefficient b₂ positif correspond au fait que l’écart d’anticipations d’inflation entre les deux pays influence le taux de change.

15Les tests de telles restrictions ont été très nombreux depuis la fin des années soixante-dix, avec différentes générations de travaux (McDonald et Marsh [1999]). Ces études ignoraient la possibilité d’endogénéité du taux d’intérêt, reflétant la présence d’une fonction de réaction des autorités monétaires (McCallum [1994]) à côté de l’équation de taux de change. Pour en tenir compte on peut retenir pour l’estimation un modèle vectoriel autorégressif. Parallèlement, d’autres travaux insistèrent sur l’importance d’envisager la relation de coïntégration implicite dans l’équation (12) dans la mesure où les variables sont certainement non stationnaires (voir, par exemple, McDonald et Taylor [1993]). Une question supplémentaire concerne la mesure adéquate du différentiel d’inflation anticipée. Un candidat privilégié est constitué par la pente relative de la structure par terme. Des anticipations d’inflation future plus élevée seraient associées à une pente plus forte de la courbe des taux (Estrella et Mishkin [1995]; Jondeau et Ricart [1999]). Depuis au moins le travail de Mishkin [1984] on dispose d’éléments empiriques indiquant que le taux d’intérêt réel varie dans le temps. Avec un modèle à prix visqueux, on suppose que les taux d’intérêt réels des deux pays convergent progressivement vers un niveau constant. On obtient alors une équation de la forme :

16Dans l’approche de la structure par terme fondée sur les anticipations, le taux d’intérêt long représente la moyenne des taux courts anticipés au cours du terme envisagé, avec une constante éventuelle pour permettre une prime de terme. Le taux d’inflation anticipé peut alors s’exprimer à une constante près comme une fonction positive du taux d’intérêt long et négative du taux court (Frankel [1982]). L’écart entre tout taux d’inflation à long terme anticipé et tout taux d’inflation à court terme anticipé est proportionnel à la différence entre un taux long et un taux court. De ce fait, on n’est plus limité à un écart de taux dont les maturités correspondent à l’horizon sur lequel on cherche à obtenir des prévisions d’inflation et les prévisions devraient également être meilleures. Nous obtenons alors une équation telle que (14) :

17On peut supposer, à la suite de Dornbusch [1976], que la production est constante dans les deux pays ( y_t = ?, y *_t = ?*). La différence de production entre les deux économies apparaît alors dans un terme constant. Si l’on envisage (14) comme une équation à estimer empiriquement avec des données de haute fréquence, on doit également supposer que l’écart ( m_t ? m *_t ) est constant, ou bien que ce terme se retrouve dans le terme d’erreur, car on ne dispose pas de données de masse monétaire. Une telle restriction ne pose pas de problème lorsque l’estimation utilise, comme nous le ferons ici, la méthode de Johansen [1988], car cette méthode est robuste à des résidus non normaux (Gonzalo [1994]). Avec ces deux hypothèses, on obtient (15) :

RÉSULTATS EMPIRIQUES

18Nous utilisons des données quotidiennes où les week-ends sont exclus. Après un travail préliminaire sur la période janvier 1995-novembre 2000 et des sous-périodes, à la lumière de tests d’instabilité, nous nous sommes limités à la période allant du 1^er mai 1998 au 16 novembre 2000. Toutes les données ont été fournies par le SAMI de la direction des Changes de la Banque de France. Le taux de change est exprimé en euros pour un dollar (taux synthétique avant janvier 1999). Les taux d’intérêt ont des maturités de trois ou six mois, et de un, deux, cinq et dix ans aussi bien pour les États-Unis que pour l’Allemagne (la zone euro après janvier 1999 pour les maturités courtes) car, comme nous l’avons vérifié au préalable, avant 1999 les taux européens « moyens » (en utilisant la pondération par les PIB relatifs) ne diffèrent pas significativement des taux allemands. Après des tests de stationnarité des données, nous recherchons l’existence de relations de long terme.

19Des tests préalables standards de Dickey-Fuller augmentés (non rapportés) nous ont conduit à la conclusion que le taux de change dollar-euro, les différentiels de taux d’intérêt (pour les différentes maturités retenues) et la pente de la structure par terme (dix ans – trois mois) en Europe comme aux États-Unis sont non stationnaires en présence et en l’absence d’une constante. Comme en général la puissance des tests de racine unitaire est faible, nous avons vérifié la robustesse des résultats en appliquant le test de Johansen [1988], sachant que la coïntégration d’une seule série implique qu’elle est stationnaire. Ce test confirme que toutes nos séries sont non stationnaires en niveau. À titre de précaution, nous avons également examiné (avec la méthode de Johansen [1988]) la présence éventuelle d’une relation de coïntégration entre les taux d’intérêt européens et américains (pour chaque maturité de trois mois à cinq ans) car son absence impliquerait que le différentiel de taux d’intérêt n’est pas stationnaire. Les résultats (non rapportés ici) indiquent sans ambiguïté qu’une telle absence de stationnarité est acceptée. De la même manière, nous avons testé la présence d’une relation de coïntégration entre les taux d’intérêt à trois mois et à dix ans pour l’Europe continentale comme pour les États-Unis. Aucune relation de coïntégration n’a pu être détectée.

20Compte tenu des résultats des tests de stationnarité, l’équation (15) implique qu’il devrait exister une relation de coïntégration [1] entre le (logarithme du) taux de change euro/dollar ( e ), un différentiel de taux d’intérêt entre l’EU11 et les États-Unis ( i_j ? i *_j ) et l’écart de pente de la structure par terme entre l’Europe et les États-Unis ( sp ? sp *). Pour tester la présence d’une telle relation, nous utilisons la méthode de recherche de relations multiples de coïntégration fondée sur le test de vraisemblance de Johansen [1988] et Johansen et Juselius [1990] qui laisse la place à l’endogénéité éventuelle de toutes les variables.

21Nous examinons deux vecteurs, appelés modèles 1 et 2, où le modèle 2 est un cas particulier du modèle 1 :
Modèle 1 : { e, ( i_j ? i *_j ), ( sp ? sp * ) } Modèle 2 : { e, ( i_j ? i *_j ) } où sp = ( i_10ans ? i_3mois ), sp * = ( i *_10ans ? i *_3mois ), et j va de trois mois à cinq ans.

22Nous incluons quatre variables muettes pour tenir compte des effetsjourdelasemaine et retenons deux retards afin de supprimer l’autocorrelation des résidus (voir note du tableau 1). L’estimation porte sur la période 1^er mai 1998-16 novembre 2000 allant du feu vert à l’union monétaire jusqu’aux données disponibles les plus récentes. Nous avons vérifié la robustesse des résultats obtenus en arrêtant la période d’estimation au début avril 2000. Ces derniers résultats ne sont pas rapportés car les statistiques et coefficients sont extrêmement proches de ceux correspondants à la période globale.

23Pour le modèle 1, quelle que soit la maturité du différentiel de taux d’intérêt que nous examinons, l’hypothèse de zéro vecteur coïntégrant (H₀ : r = 0), contre l’alternative d’un vecteur coïntégrant ou plus est rejetée au seuil de 5 % en l’absence d’une constante et de 1 % en présence d’une constante. D’autre part, l’hypothèse d’au plus un vecteur coïntégrant (H₀ : r ? 1) n’est pas rejetée (tableau 1).

24L’étape suivante consiste à rechercher à quelle version du modèle monétaire correspond le vecteur de coïntégration ainsi isolé pour les modèles avec des différentiels de taux d’intérêt de différentes maturités. Quelle que soit la maturité envisagée, le différentiel d’intérêt a le signe négatif correspondant à un modèle à prix fixes (tableau 2).

25Le signe du terme d’écart de structure par terme est négatif pour les maturités allant de trois mois à deux ans. Ce résultat peut sembler valider le modèle de Frenkel mais ce n’est pas le cas car le coefficient du différentiel de taux d’intérêt est fortement significatif. Le coefficient de l’écart de structure par terme est non significatif pour les maturités de un et deux ans. Dans ces deux derniers cas, nous estimons le modèle 2 pour lequel l’hypothèse d’un vecteur coïntégrant n’est pas rejetée. Pour les deux maturités, les résultats valident les restrictions de Dornbusch plutôt que celles de Bilson dans la mesure où le coefficient du différentiel de taux d’intérêt est négatif. Ce n’est que pour la maturité de cinq ans que l’écart de structure par terme a le signe positif postulé par la théorie du DTIR.

Tableau 1.

Test de coïntégration - Statistique de la Trace de Johansen

Tableau 1. Test de coïntégration - Statistique de la Trace de Johansen H0 : r = 0 H0 : r ? 1 H0 : r ? 2 H0 : r ? 3 1. { e, i ? i *, ( sp ? sp * ) } 3 mois...................................... 40,4** 13,7 1,76 6 mois...................................... 40,0** 15,3 2,02 1 an.......................................... 36,3** 16,6* 2,73 2 ans......................................... 36,4** 15,0 1,70 5 ans(a)..................................... 35,9** 14,0 1,51 95 % (sans Cte) 29,7 15,4 3,8 95 % (avec Cte) 34,9 20,0 9,2 2. { e, i ? i * } 1 an.......................................... 18,7** 0,37 2 ans......................................... 20,1** 1,28 95 % (sans Cte) 15,4 1,67 95 % (avec Cte) 20,0 9,2 Note : Si r désigne le nombre de vecteurs de coïntégration significatifs, la statistique de Johansen teste l’hypothèse d’au plus 3,2,1 et 0 vecteurs coïntégrants. Constante non contrainte (avec constante, voir valeurs critiques indiquées), deux retards. ** Seuil de 1 %. Période 1er mai 1998-16 novembre 2000. Exemples de tests d’autocorrelation : AR 1-7 (a) e : F(7,647) = 0,92 [0,48] ; ( i – i *) : F(7,647) = 1,46 [0,17]; ( sp – sp *) : F(7,647) = 2,09 [0,05]; (b) e : F(7,647) = 0,98 [0,44]; ( i – i *) : F(7,647) = 1,55 [0,14].

Test de coïntégration - Statistique de la Trace de Johansen

Tableau 2.

Coefficients de long terme (sous forme vectorielle)

Tableau 2. Coefficients de long terme (sous forme vectorielle) { e, i ? i *, sp ? sp * } [ e ] [ i – i *] [SP – SP*] Cte 3 mois...................................... 1 0,193 0,106 0,376 [7,44] [3,71] 6 mois...................................... 1 0,178 0,116 0,329 [5,35] [2,57] 1 an.......................................... 1 0,150 0,098 0,290 [4,11] [1,65] 2 ans......................................... 1 0,124 0,026 0,265 [4,69] [0,65] 5 ans......................................... 1 0,128 – 0,05 0,313 [7,44] [– 2,76] { e, i ? i * } 1 an.......................................... 1 0,104 0,311 [7,38] 2 ans......................................... 1 0,098 0,252 [6,06]

Coefficients de long terme (sous forme vectorielle)

26Il reste à s’assurer que l’équation de long terme obtenue dans les différents cas correspond bien à une équation de change. Dans le modèle vectoriel a correction d’erreur associé au modèle 1 pour une maturité de cinq ans, comme pour celui associé au modèle 2 pour les maturités de un et deux ans, le terme à correction d’erreur n’a un coefficient significatif que dans l’équation de taux de change. Cela indique en particulier que, dans ces trois cas, l’équation de long terme ne correspond pas à une fonction de réaction des autorités (tableau 3).

Tableau 3.

Coefficients du terme à correction d’erreur

Tableau 3. Coefficients du terme à correction d’erreur { e, i ? i *, sp ? sp * } ? e ? ( i ? i * ) ? ( SP ? SP* ) 5 ans – 0,04 – 0,04 – 0,109 [– 4,57] [– 0,45] [– 0,964] { e, i ? i * } 1 an – 0,04 0,015 [– 4,19] [0,21] 2 ans – 0,036 0,007 [– 4,10] [0,096]

Coefficients du terme à correction d’erreur

27Avec le différentiel de taux d’intérêt à un et deux ans pour le modèle 2, et avec le différentiel de taux d’intérêt à cinq ans pour le modèle 1, nous obtenons ainsi respectivement des équations de change de la forme :

CONCLUSION

28L’anomalie que semble constituer la faiblesse persistante de l’euro depuis sa naissance a été examinée dans cet article à la lumière de l’approche monétaire du taux de change. L’utilisation d’une telle approche se justifie par l’observation selon laquelle la convergence des taux d’intérêt entre pays de l’Euro 11 puis une politique monétaire accommodante de la BCE ont été associées à une croissance relative très élevée de la masse monétaire européenne. Ainsi au cours de la période 1998-1999, l’agrégat monétaire étroit a crû deux fois plus vite dans la zone Euro 11 qu’aux États-Unis.

29Sur des données quotidiennes nous avons testé de manière systématique les différentes versions du modèle monétaire pour des différentiels de taux d’intérêt avec cinq maturités différentes. En utilisant la technique recherche de relations de coïntégration multiples de Johansen, nous avons isolé une seule relation de long terme correspondant à une équation du taux de change euro-dollar sur la période allant du feu vert à l’union monétaire européenne (printemps 1998) à l’automne 2000. Une telle relation ne correspond jamais au modèle à prix flexibles, mais semble valider le modèle à prix visqueux plutôt que le modèle de différentiel de taux d’intérêt réel. Les conditions d’un surajustement répété semblent ainsi avoir été remplies.