La présente étude explore la question d’un éventuel mésalignement de l’euro. Sa trajectoire anticipée et effective sur le marché des changes est d’abord rappelée, et fait apparaître une “déception” récurrente. Le cheminement concomitant des taux d’intérêt, reflétant les décisions de politique monétaire et les anticipations du marché, est lui aussi brièvement résumé. Dans ce contexte, l’efficacité des interventions sur le marché des changes est évaluée. L’étude passe ensuite en revue les multiples explications avancées pour comprendre la faiblesse de l’euro et note qu’aucune d’entre elles n’apparaît pleinement convaincante à elle seule. Certains travaux économétriques prenant en compte simultanément plusieurs facteurs explicatifs potentiels rendent mieux compte de la trajectoire de l’euro, même si la plupart conduisent à penser que l’euro est entré peu après sa naissance dans une phase de sous-évaluation. Ce constat est aussi celui auquel aboutit l’analyse économétrique d’inspiration éclectique menée dans la dernière partie de cette étude, qui se concentre sur la période 1999-2000.

Sur le plan multilatéral et en termes nominaux, l’euro s’est moins déprécié que par rapport au seul dollar, mais son érosion durant ses deux premières années d’existence a néanmoins atteint entre 13 et 17%, selon les pays retenus pour la comparaison (la dépréciation étant moins marquée par rapport à un ensemble plus large de partenaires commerciaux). Cela s’est traduit par une dépréciation sensible, elle aussi, du taux de change effectif réel (graphique 3).

Sur la base des prix à la consommation, celui-ci s’est déprécié de 16% environ. L’amplitude de cette dépréciation n’a été que légèrement inférieure dans l’optique des prix à la production ou des coûts unitaires de main-d’œuvre. Par conséquent, même en comparaison avec les fortes fluctuations des taux de change réels observées dans le passé, cette dépréciation a été très substantielle. Dès lors, la compétitivité-coûts de la zone euro était devenue plus favorable fin 2000 qu’elle ne l’avait jamais été dans les années quatre-vingt-dix.

Début 1999, l’inflation mesurée par l’IPCH atteignait à peine 1% et le risque déflationniste semblait se faire de plus en plus menaçant. En avril, le principal taux directeur de la BCE fut donc abaissé au niveau historiquement très bas de 2^1/2% (graphique 5). Le risque de déflation s’estompant progressivement, ce taux fut relevé à 3% en novembre. Avec l’accélération de l’activité et des prix et l’affaiblissement de l’euro dans les mois suivants, le principal taux directeur passa de 3 à 4^3/4% entre février et octobre 2000. Les taux de marché à trois mois euribor suivirent une trajectoire analogue, quoique un peu plus élevée. En termes réels, sur la base de l’inflation contemporaine mesurée par l’IPCH, les taux courts de marché fluctuèrent donc entre 1^1/2 et 2^1/2% pendant les deux premières années de l’euro. Courant 2001, dans le contexte d’un net ralentissement de l’activité, le principal taux directeur de la BCE fut réduit par étapes à 3^1/4%, malgré une inflation demeurant au-dessus du seuil de 2%, abaissant ainsi les taux court réels, qui restèrent cependant positifs.

Les taux d’intérêt nominaux à long terme mesurés par le rendement des obligations d’État à 10 ans grimpèrent courant 1999 de moins de 4% à environ 5^1/2%. Courant 2000, ils redescendirent à un peu plus de 5%, niveau autour duquel ils ont fluctué depuis. En termes réels, les taux longs passèrent du niveau relativement élevé de 4% à l’automne 1999 à environ 2^1/2% vers la fin 2000. L’écart entre taux longs réels de part et d’autre de l’Atlantique se creusa quelque peu pendant les deux premières années de l’euro, atteignant 3/4 de point de pourcentage au deuxième semestre de 2000.

Les écarts de taux d’intérêt sont souvent invoqués pour analyser l’évolution des taux de change. De part et d’autre de l’Atlantique, le taux de change et l’écart entre taux d’intérêt courts ont évolué en parallèle courant 1999 (graphique 7). Au moins jusqu’à l’été 1999, l’écart entre les taux longs a pu également paraître déterminant pour le taux de change. Mais, en 2000, la corrélation entre taux d’intérêt – courts ou longs – et taux de change s’est évanouie, peut-être en raison d’une influence compensatrice des taux d’intérêt sur le change via les anticipations de croissance.

Une autre série d’explications s’appuie sur l’évolution des marchés d’actions. Les taux de rendement plus élevés aux États-Unis ont provoqué en termes nets des sorties d’investissements de la zone euro et auraient ainsi contribué à affaiblir l’euro (FMI, 2000a). Certes, il est possible de trouver des périodes, comme le premier semestre de 1999, où la performance relative des marchés boursiers américains et européens a été parallèle à l’évolution du taux de change, mais ce constat n’a pas de valeur générale. De fait, depuis le lancement de l’euro, la performance des marchés européens en monnaie nationale a été nettement supérieure à celle des marchés américains. Il vaudrait mieux comparer les rendements escomptés et l’évolution du taux de change, mais déterminer ces rendements est difficile. De toute façon, la relation bivariée entre cours des actions et taux de change est difficile à interpréter, car, dans les deux cas, il y a réaction à l’évolution des taux d’intérêt. De plus, on peut faire valoir que les rendements sur le marché des actions, même si l’on peut les suivre en temps réel, ne sont pas un bon indicateur du retour sur investissement [4].

L’“eurosclérose” est également invoquée par certains pour expliquer les importantes sorties nettes de capitaux de la zone euro. Il est toutefois très curieux d’avancer ce facteur pour justifier l’évolution à court terme du taux de change. Les rigidités des marchés et une fiscalité lourde sont depuis longtemps plus caractéristiques de l’Europe que des États-Unis et il est loin d’être évident que la situation ait empiré récemment. De plus, le net accroissement des sorties d’investissements directs étrangers (IDE) de la zone euro à la fin des années quatre-vingt-dix s’est doublé d’une hausse tout aussi spectaculaire des entrées d’IDE et, en 2000, les entrées ont presque égalé les sorties [5]. Par conséquent, les sorties brutes tiennent sans doute moins à une désaffection pour la zone euro qu’à un effort d’expansion mondiale des entreprises européennes, qui a été facilité, dans des secteurs très actifs pour les fusions et acquisitions comme les télécommunications et la finance, par des coefficients de capitalisation relativement élevés en Europe (Garnier, 2001). D’un autre côté, la vigueur de l’économie américaine a conduit un grand nombre d’analystes à réviser à la hausse leur estimation de la croissance potentielle aux États-Unis courant 1999-2000, alors que les révisions de ce type ont été peu nombreuses et plus timides dans le cas de la zone euro. Cela a sans doute accrédité l’idée d’un taux de change d’équilibre plus faible pour la zone euro.

Autre explication des mouvements de capitaux: les émissions obligataires libellées en euros, qui sont montées en régime en 1999, surtout de la part des sociétés. La diversification des portefeuilles au profit de l’euro se serait faite davantage du côté du passif que de l’actif, affaiblissant ainsi l’euro. La part des émissions obligataires libellées en euros au niveau mondial est passée de 35% en 1998 (pour les monnaies auxquelles l’euro a succédé) à 45% en 1999, bien qu’il y ait eu un recul en 2000 à 39% (selon les chiffres de Capital Data). Toutefois, la majeure partie des émissions en euros émanent de la zone euro elle-même et une assez forte proportion de ces émissions remplacent les prêts bancaires traditionnels, ce qui n’a aucune incidence sur le taux de change. Néanmoins, le fait que le financement obligataire soit plus aisé pour les sociétés européennes a sans doute facilité les acquisitions d’entreprises étrangères évoquées ci-dessus, et donc les sorties de capitaux (quoique certaines acquisitions ont été financées en partie par émission d’actions ou emprunt de dollars, et non par la vente d’euros).

En somme, aucun des différents types de mouvements de capitaux ne semble à lui seul avoir été systématiquement déterminant dans l’évolution du taux de change. Toutefois, si l’on prend en compte à la fois l’IDE net et les flux d’investissements de portefeuille, on constate une corrélation étroite entre les sorties de capitaux à long terme cumulées depuis janvier 1999 et le taux de change effectif (graphique 8). Le solde des opérations courantes étant resté assez proche de l’équilibre sur cette période, il en ressort une corrélation également frappante entre le solde de base total (flux de capitaux à long terme et balance courante) cumulé et le taux de change. Une reconfiguration des flux internationaux de capitaux – causée par exemple par des changements dans les anticipations de profits des investisseurs ou par une intégration financière plus poussée en Europe – pourrait donc contribuer à influencer l’évolution du change sur le moyen terme.

Moins commenté mais non moins frappant est le parallèle entre l’évolution du taux de change effectif de l’euro et le prix du pétrole (graphique 7). Le prix du pétrole en dollars a triplé entre janvier 1999 et l’été 2000. Si l’intensité pétrolière du PIB est très inférieure à son niveau du début des années soixante-dix, les fortes fluctuations du prix du pétrole continuent à avoir un impact marqué sur l’inflation, la production et les comptes courants et ne peuvent donc influer également sur les taux de change. Un autre argument dans ce contexte est que la hausse du prix du pétrole causa une augmentation des conversions d’euros en dollars par les acheteurs basés en zone euro, accentuant les pressions à la baisse sur l’euro. Du côté des vendeurs, il est probable que les producteurs de pétrole ne convertirent qu’une part relativement limitée de leurs recettes en euros, n’aidant donc guère le cours de la devise européenne. Les recettes en dollars furent probablement utilisées, à part les dépenses générales, pour rembourser des dettes (libellées en dollars), augmenter les réserves de change (principalement détenues en dollars), ou pour des investissements de portefeuille pour lesquels, selon la plupart des modèles globaux d’allocation des actifs, la part de l’euro est modeste (environ un tiers). D’autres facteurs, comme les effets refuge, peuvent également jouer un rôle.

Un curieux argument vit le jour en 2001, à savoir qu’en zone euro et ailleurs, notamment en Europe centrale, des billets en deutschemarks et autres devises se fondant dans l’euro faisaient l’objet de conversions en dollars, contribuant ainsi à affaiblir temporairement l’euro (Sinn, 2001). Mais, s’il est difficile à quantifier, ce facteur a probablement joué davantage en 2001 que pendant la période de dépréciation de l’euro.

Une explication complètement différente a trait à la communication. Le manque de coordination entre les déclarations sur l’euro des responsables de l’Eurosystème, des BCN et des gouvernements a parfois créé une certaine cacophonie. Plusieurs participants à l’Eurosystème de même que l’Eurogroupe ont d’ailleurs reconnu publiquement l’existence de ce problème [6]. Mais si des messages officiels dissonants peuvent accroître la volatilité du taux de change à très court terme, il est improbable que cette discordance soit déterminante à long terme pour l’évolution du taux de change.

Une dernière série d’analystes – dont des responsables de BCN (Welteke, 2000) – considèrent que la dépréciation de l’euro ne peut être expliquée entièrement par un ensemble, quel qu’il soit, de données fondamentales, mais reflète en partie au moins le comportement grégaire des intervenants sur le marché. Dans la mesure où il est moins risqué pour leur réputation d’échouer de façon conventionnelle que de réussir de façon non conventionnelle, les investisseurs peuvent être tentés de suivre le gros de la troupe et de s’attacher presque exclusivement au même ensemble de fondamentaux. Selon de Grauwe (2000), tout mouvement soutenu du taux de change dans l’une ou l’autre direction déclencherait la recherche de variables fondamentales, dont certaines sont inobservables, dans le but de lui trouver une justification rationnelle. L’appréciation du dollar serait alors considérée comme la preuve de la vigueur de l’économie américaine, les analystes de marché se focalisant sur la croissance, la “nouvelle économie”, la flexibilité et les entrées d’IDE, en ignorant l’accroissement du déficit des opérations courantes et l’alourdissement intenable de la dette. Dans le cas de l’Europe, ils seraient obsédés par les rigidités. Les croyances se forgeant ainsi sur la vigueur des performances américaines et la faiblesse de l’économie de la zone euro renforceraient la dépréciation de l’euro. Et cette dépréciation raffermirait à son tour ces croyances. Ce processus pourrait durer un certain temps, comme dans la première moitié des années quatre-vingt (“reaganomie” contre “eurosclérose”), jusqu’à ce que les croyances commencent à s’éroder sous l’effet d’une discordance de plus en plus troublante entre les faits et leur perception. Un petit déclic peut alors inverser le mouvement, comme cela semble avoir été le cas en 1985 avec l’accord du Plaza. Dans un tel cas, il est essentiel d’essayer de faire en sorte que le retournement se fasse de manière ordonnée, de façon à éviter un surajustement dans l’autre sens.

Les autorités monétaires de la zone euro quant à elles n’ont cessé de répéter que l’euro s’apprécierait à plus long terme. Cette prévision s’appuie sur l’idée que la configuration des balances courantes n’est pas tenable compte tenu de la position internationale très débitrice des États-Unis et de la forte position créditrice correspondante du Japon, la zone euro étant en situation intermédiaire (graphique 9) [7].

Tableau 1
Principales variables explicatives dans les études économétriques

La plupart des études corroborent cependant l’idée selon laquelle l’euro a été victime d’une certaine sous-évaluation, en particulier durant sa deuxième année. Ceci implique que vers fin 2000 il restait une ample marge d’appréciation. Mais le consensus est moindre sur le degré de mésalignement, et donc sur l’appréciation qu’on peut attendre ou qui est souhaitable, et sur son horizon (tableau 2). En outre, les estimations du taux d’équilibre sont très incertaines [8] et rarement directement comparables d’une étude à l’autre. Finalement, le taux d’équilibre varie très sensiblement dans le temps et peut même dépendre de la trajectoire du taux de change observé.

Tableau 2
Estimations du taux d’équilibre de l’euro

L’ensemble des variables considérées en première analyse comme déterminants potentiels du taux de change réel d’équilibre à long terme inclut donc:

Outre ces variables, et à la différence des études antérieures, des ratios prospectifs de dépendance des personnes âgées à horizons de 10, 20, 30 et 40 années (dep10, dep20, dep30, dep40) ont également été considérés comme déterminants potentiels. De plus, la variable prix du pétrole a été ajustée par une mesure de la dépendance de l’activité vis-à-vis du pétrole (importations nettes de pétrole par rapport au PIB, noi).

L’échantillon comprend des données semestrielles allant du premier semestre 1981 au deuxième semestre 2000 dans le cas du taux de change effectif et du premier semestre de 1976 au deuxième semestre de 2000 dans le cas du taux de change bilatéral. Toutes les variables sauf nfa et wpoil sont exprimées en écarts entre la zone euro et les principaux partenaires, et la plupart (y compris le taux de change) sont en logarithme [10]. Le taux de change d’équilibre réel est exprimé de façon telle qu’un accroissement correspond à une dépréciation de l’euro, et wpoil est défini comme le prix à l’importation du pétrole brut dans les pays de l’OCDE, caf, en euros par baril, corrigé par le déflateur de l’IPC pour l’ensemble de la zone euro [11]. La période d’estimation s’étend jusqu’à fin 1999.

À tout moment, le taux de change peut dévier de son équilibre de long terme, en raison notamment des fluctuations dans les écarts de taux d’intérêt réels ou de croissance du PIB. Afin de capter ces déviations, la valeur du taux de change d’équilibre réel estimée dans un premier temps a été imbriquée par la suite dans une équation dynamique comportant des déterminants de court terme. Une expression de long terme a d’abord été estimée à l’aide de techniques de cointégration. Le taux de change réel étant défini comme q, l’équation à long terme est la suivante:

q_t = constante + β_i * X_it, où les X_i sont les déterminants à long terme.

Différents sous-ensembles de déterminants ont été testés tour à tour, et le cas échéant plusieurs mesures des déterminants ont été essayées, jusqu’à ce qu’on ait identifié un vecteur de cointégration significatif et pertinent du point de vue économique. La méthodologie de Stock et Watson (1993) a été utilisée pour mettre en évidence des variables significatives, car elle autorise une interprétation normale du t de Student. La relation de long terme a ensuite été soumise à un contrôle direct de cointégration à l’aide du test de Johansen. Ce dernier ayant une puissance réduite, les résidus du vecteur de cointégration ont également fait l’objet d’un contrôle de stationnarité à l’aide des tests ADF et Phillips-Perron. On a construit ensuite une équation dynamique dans laquelle le vecteur de cointégration ou le vecteur d’équilibre à long terme assure un mécanisme de correction d’erreur, tandis que les fluctuations temporaires peuvent être expliquées par la variation des déterminants à long terme ainsi que par les écarts de taux d’intérêt et de croissance, lorsque ceux-ci sont significatifs [12]:

Tableau 3
Équation dynamique du taux de change effectif réel*

*Les coefficients de long terme sont présentés avec le signe qu’ils portent dans l’équation à long terme.

À la différence de certaines autres études, et de façon quelque peu décevante, ni la position financière nette de la zone euro ni la mesure des écarts de productivité globale ou sectorielle ne ressortent de manière significative [13]. De fait, le coefficient obtenu pour nfa ne porte même pas le signe attendu. Toutefois, si l’on regarde de plus près les résultats des études qui affirment constater un rôle significatif de la situation financière nette, il apparaît que cette relation n’est pas très robuste. Par ailleurs, l’une des études les plus minutieuses, celle de Clostermann et Schnatz (2000), omet cette variable faute de données fiables et note que les flux cumulés de balance courante ne ressortent pas de manière significative. Le problème vient peut-être simplement de ce que la situation financière nette est mal mesurée et selon des méthodes ad hoc assez différentes d’une étude à l’autre [14]. Une explication de caractère plus technique est que la relation s’inscrit dans le long terme, et n’est pas valide sur des périodes plus courtes. Une autre raison pourrait être que la variable explicative pertinente n’est pas la valeur contemporaine de nfa mais sa valeur attendue. Par ailleurs, si l’on admet que la position du compte courant est le reflet de la position budgétaire d’une économie qui nécessite un financement étranger, d’autres variables représentant l’action du gouvernement devraient être fortement corrélées avec la position nette extérieure. Ainsi, des variables comme les dépenses publiques, la démographie ou le ratio de dépendance, peuvent être utilisées à la place des actifs financiers nets, d’autant que ces variables sont généralement mieux mesurées. Enfin, l’impossibilité d’établir un rôle significatif pour la productivité sectorielle provient probablement des problèmes de mesure, comme le suggère la variation des résultats d’une étude à l’autre suivant la mesure utilisée (prix relatifs, productivité du travail ou productivité totale des facteurs).

À court terme, un accroissement de l’écart de productivité sectoriel ou de l’écart de revenu par tête déclenche une appréciation du taux de change. L’écart de taux d’intérêt réel pourrait intervenir en termes de niveau (les tests de stationnarité ne sont pas concluants, ce qui rejoint les résultats des études antérieures), mais la variation de l’écart apparaît plus robuste, et une hausse relative des taux d’intérêt dans la zone euro entraîne effectivement, comme prévu, une appréciation de l’euro. Au total, les variables explicatives rendent compte de plus de la moitié de la variation du taux de change réel. Enfin, la persistance de la déviation est comparable aux résultats typiques des études disponibles, puisque la demi-vie avoisine un an et demi (ln(0,5)/ln(1– 0,20), soit 3 semestres).

Pour apprécier l’évolution de l’euro, on peut calculer le taux de change d’équilibre réel à long terme sur la base des coefficients de long terme. Il n’en résulte pas une valeur d’équilibre constante et “intrinsèque” de l’euro mais plutôt une mesure variable dans le temps du taux d’équilibre de l’euro conditionnelle à la valeur des déterminants sous-jacents. Le désalignement est ensuite mesuré par la différence entre taux de change observé et taux de change d’équilibre (graphique 10) [15]. Compte tenu de l’équation ci-dessus, le modèle indique une sous-évaluation du taux de change effectif réel de l’euro de l’ordre de 9% au second semestre 2000.

Une question connexe est celle de l’ampleur de la sous-évaluation de l’euro par rapport à son taux à court terme prévu. Une prévision dynamique a été calculée pour 1999:1 et les semestres suivants, sur la base de l’équation dynamique. L’évolution du taux de change ainsi obtenue s’écarte légèrement du sentier d’équilibre à long terme, avec une sous-évaluation de seulement 5% au second semestre 2000. Au vu de l’ampleur des écarts-types associés à ces estimations, on peut raisonnablement conclure que depuis son lancement les valeurs d’équilibre à court et à long terme de l’euro sont restées proches l’une de l’autre et que les facteurs de court terme ne les ont guère fait diverger.

Tableau 4
Équation dynamique du taux de change bilatéral réel*

*Les coefficients de long terme sont présentés avec le signe qu’ils portent dans l’équation à long terme.

À court terme, une hausse des taux d’intérêt dans la zone euro entraîne une appréciation du taux de change. Une baisse de la consommation des gouvernements génère également une appréciation de l’euro. Plus généralement, l’équation dynamique pour le taux de change bilatéral retrace un peu moins bien son évolution que celle du taux de change effectif, expliquant à peine plus de la moitié de ses variations.

Comme pour le taux effectif, une prévision dynamique du change est réalisée à partir de 1999:1, à partir de l’équation dynamique. Ce taux simulé évolue nettement au-dessus du taux de change d’équilibre de long terme, dénotant une surévaluation du dollar plus marquée (graphique 11).

Nonobstant toutes ces réserves, les résultats obtenus ici tendent à confirmer l’idée que l’euro a connu peu après son lancement une période de sous-évaluation, et que donc son cours sur le marché des changes vers la fin 2000 était “insoutenable”. L’appréciation de l’euro fin 2000 a pu conforter ce sentiment, mais son affaiblissement au premier semestre de 2001 a illustré qu’un taux de change peut s’écarter durablement de sa valeur d’“équilibre” estimée. Au printemps 2002, l’euro a entamé une nouvelle phase d’appréciation, et vers la mi-juillet, son cours bilatéral vis-à-vis du dollar avait rejoint le niveau nominal d’équilibre de long terme implicitement estimé ci-dessus. [16]Il serait cependant hasardeux de vouloir en tirer les leçons prématurément. [17]

Date de réception de l’article: 20 septembre 2001

Date d’acceptation pour publication: 31 juillet 2002