Vous consultezLa parité des pouvoirs d’achat pour l’économie chinoise : une nouvelle analyse par les tests de racine unitaire[*] [*] Nous tenons à remercier le rapporteur anonyme pour ses...
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AuteursOlivier Darné[**] [**] EconomiX, Université Paris X–Nanterre. ...
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Jean-François Hoarau[***] [***] Correspondance : Jean-François Hoarau, CERESUR, Université...
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1 - Introduction

Dans les dernières décennies, la Chine a transformé avec succès son économie centrale planifiée rigide en une économie de plus en plus ouverte et orientée vers le marché[1] [1] Branstetter et Lardy (2006) présentent un résumé des...
suite. La Chine a ainsi atteint une croissance économique impressionnante et est devenue une force significative dans l’économie mondiale. En raison des surplus persistants de sa balance commerciale et de la rapide accumulation induite de ses réserves de change, la Chine a fait l’objet récemment d’une attention particulière. Celle-ci s’est plus particulièrement focalisée sur les aspects liés à son régime de change et sa devise, le Renminbi[2] [2] La devise chinoise a été renommée le Renminbi (littéralement...
suite [RMB]. A cause de l’intégration croissante de la Chine dans l’économie mondiale et le fait que les changements dans son taux de change auront un impact extérieur important, la question de l’appréciation de RMB et les options pour le régime de change chinois est devenue d’un intérêt majeur pour de nombreux pays.

2 Se pose alors la question du désajustement du Renminbi, plus précisément de sa sous-évaluation, et de son influence sur les déséquilibres extérieurs des partenaires commerciaux de la Chine. Bien entendu, la détermination du degré de désajustement de la devise chinoise implique celle d’un taux de change réel d’équilibre. D’un point de vue très général, il existe deux grandes visions du taux change réel d’équilibre. Premièrement, la parité réelle de référence peut être considérée comme constante au cours du temps, vérifiant ainsi la propriété de « retour à la moyenne » et donc la parité des pouvoirs d’achat [PPA]. Deuxièmement, si le taux de change réel n’est pas stationnaire, alors la parité d’équilibre doit être envisagée comme une trajectoire, plutôt qu’un point, déterminée par un ensemble de fondamentaux macro-économiques.

3 En dépit des nombreuses avancées dans le domaine économétrique, le débat portant sur la validité de la PPA reste aujourd’hui encore largement ouvert (Froot et Rogoff, 1995 ; Sarno et Taylor, 2002 ; Taylor et Taylor, 2004 ; Taylor, 2006). Très récemment, ce dernier s’est élargi à l’économie chinoise. Deux éléments nouveaux justifient cet état de fait. Dans un premier temps, des données plus ou moins longues et fiables sont désormais disponibles pour la Chine. Dans un second temps, le comportement récent du Renminbi a attiré l’attention des décideurs économiques, et particulièrement des décideurs américains.

4 Plusieurs travaux récents se sont focalisés directement sur ce problème dans le cadre de l’économie chinoise. Xiaopu (2002), Wang (2005) et Shi (2006) utilisent le test standard de racine unitaire de Dickey et Fuller (1979) sur le taux de change réel effectif, respectivement pour les périodes 1980-1999, 1980-2003 et 1991-2005, et concluent à sa non stationnarité[3] [3] Xiaopu (2002) et Shi (2006) obtiennent le même résultat...
suite. Coudert et Couharde (2005) testent sur données de panel la validité de la PPA à la fois sur les séries bilatérale (par rapport au Dollar US) et effective pour les années 2002 et 2003. Là encore, la présence d’une racine unitaire ne peut être écartée. Enfin, Funke et Rahn (2005) appliquent le test de racine unitaire avec rupture structurelle de Perron (1997) sur la série du change réel effectif pour la période 1985-2002. Malgré la prise en compte dans les estimations de la rupture structurelle survenue au cours du dernier trimestre 1993, l’invalidité de la PPA est une fois de plus confirmée. L’ensemble de ces travaux propose ainsi de rejeter la PPA et d’estimer alors le taux de change réel d’équilibre sur la base d’une relation partagée avec plusieurs déterminants fondamentaux.

5 Néanmoins, nous pensons que les différentes méthodes utilisées pour évaluer la présence d’une racine unitaire souffrent de plusieurs lacunes qui peuvent amener à rejeter trop facilement la stationnarité du taux de change réel chinois. En effet, elles ne prennent pas en compte dans les estimations la présence de ruptures structurelles multiples, d’une part, et d’éventuels points aberrants, d’autre part. Or, les évolutions économique et politique de la Chine sur les deux dernières décennies, et notamment en matière de politique de change (Lin et Schramm, 2003 ; Huang et Wang, 2004) sont susceptibles d’engendrer ce type de phénomènes. Par conséquent, dans cet article, nous proposons de poursuivre les investigations en matière de PPA en utilisant des procédures efficientes et robustes à ce type de problèmes. Ainsi, les tests de racine unitaire développés par Elliott, Rotehenberg et Stock (1996) et Ng et Perron (2001) sont appliqués sur le taux de change réel du Renminbi sur la période 1970-2006 (en fréquence mensuelle), corrigé de la présence de ruptures structurelles et de points aberrants.

6 La suite de l’article est organisée de la manière suivante. La deuxième section expose le problème de l’utilisation de la PPA pour l’économie chinoise et donne une description des données utilisées dans ce travail. La troisième section décrit et met en œuvre une procédure de détection des points atypiques dans les séries temporelles. Les points identifiés, associés au comportement de politique de change de la Chine, sont également discutés. Une quatrième section applique différents tests de racine unitaire efficients sur les séries corrigées de ce type de points. Une dernière section revient sur les grandes conclusions de l’article.

2 - Description des données

7 Aujourd’hui encore, de nombreuses études appliquées se fondent sur la PPA pour établir le niveau de référence du taux de change réel chinois et dresser son degré de désajustement. Au moins deux raisons peuvent être avancées pour justifier cet état de fait. D’un côté, la structure particulière de l’économie chinoise et le problème de la non fiabilité relative des données, récurrent pour ce type de pays, font qu’il n’est généralement pas possible d’estimer un indicateur d’équilibre du Renminbi comme il est traditionnellement fait pour des monnaies comme le Dollar américain, l’Euro ou le Yen (Aglietta, Berreti et Cohen, 2004). De l’autre, les rares tentatives d’estimation reposant sur les modèles structurels de taux de change d’équilibre, mentionnées précédemment, aboutissent à des résultats substantiellement différents voire même contradictoires. Certains, en effet, confirment les critiques actuelles sur le régime de change chinois en proclamant que la monnaie chinoise est fortement sous-évaluée, alors que d’autres montrent que ces critiques ne sont pas fondées en estimant un degré de désajustement faible et proche de zéro[4] [4] Pour une discussion sur ce débat de la sous-évaluation...
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8 Aussi, dans la littérature contemporaine, trois approches sont souvent retenues pour évaluer le comportement de la devise chinoise (Funke et Rahn, 2005). Les deux premières approches sont celles proposées par le célèbre journal The Economist, à savoir les indices « Big Mac[5] [5] L’indice Big Mac, introduit en septembre 1986 par le journal...
suite » et « Tall Latte[6] [6] Cet indice, introduit en janvier 2004, repose sur la même...
suite ». Ces dernières aboutissent à des résultats qualitativement similaires puisque les indices Big Mac et Tall Latte donnent une sous-évaluation du Renminbi respectivement de 56% (avril 2003) et de 1% (janvier 2004). La troisième approche, à savoir celle du « Programme de Comparaison Internationale » de la Banque Mondiale, vise à mettre en évidence les écarts par rapport à la PPA en ne tenant plus compte que d’un seul bien, comme c’est le cas dans les méthodes précédentes, mais d’un panier relativement grand de biens. Cette dernière conclue également à une forte sous-évaluation du Renminbi en 2001.

9 Les études basées sur la théorie de la PPA semblent donc indiquer un consensus sur la sous-évaluation significative de la monnaie chinoise. Pouvons-nous pour autant nous contenter de ces conclusions qui reposent malheureusement sur des bases théoriques largement critiquées dans la littérature. Il apparaît donc important de tester si la PPA est valide à long terme, autrement dit si l’hypothèse de stationnarité du taux de change réel est vérifiée pour le cas de l’économie chinoise. Si tel n’est pas le cas, alors la PPA ne pourra pas servir de référence pour l’évaluation du niveau d’équilibre du change et pour la mise en place de la politique économique destinée à résorber les désajustements éventuels.

10 Pour cela, et compte tenu des préoccupations actuelles sur la politique de change menée par les autorités chinoises, nous choisissons de tester la stationnarité du taux de change réel chinois sous sa forme bilatérale par rapport au Dollar US[7] [7] Nous avons également étudié le taux de change réel effectif...
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11 On considère le taux de change réel bilatéral (RER)[8] [8] La série est extraite de la base ERS-USDA disponible à...
suite en fréquence mensuelle sur la période 1970.1-2006.12. Il se définit, sous forme logarithmique, par la relation suivante :

12

13 où st représente le logarithme du taux de change nominal bilatéral par rapport au Dollar US (côté à l’incertain), et pt et représentent respectivement les logarithmes des indices de prix à la consommation chinois et américain[9] [9] Il convient de préciser que les indices de prix de gros...
suite. En clair, une augmentation du RER indique une dépréciation réelle du Renminbi par rapport au Dollar US (graphique 1).

Figure 1 - 

3 - Identification des points atypiques

14 Les points atypiques (outliers) représentent des changements brusques de nature temporaire ou permanente dans le niveau d’une série temporelle. Ces points sont également appelés « infrequent large shocks » dans la littérature anglo-saxonne. Il existe plusieurs méthodes de détection des points aberrants qui sont issues de l’analyse d’intervention proposée par Box et Tiao (1975). Une procédure souvent utilisée est celle développée par Tsay (1988) qui a été modifiée par la suite par Balke et Fomby (1994). Ici nous retenons la procédure suggérée par Chen and Liu (1993) et améliorée par Gómez et Maravall (1997) dans leur logiciel TRAMO[10] [10] Acronyme de Time Series Regression with ARIMA Noise, Missing...
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15 Considérons une série temporelle univariée décrite par un modèle ARIMA (p,d,q) :

16

17 où B est l’opérateur retard, at est un processus de bruit blanc, et α(B), φ(B), θ(B) sont des polynômes d’ordre respectifs d, p et q. Les points atypiques sont classés et modélisés par des polynômes de régression de la manière suivante :

18

19 où est un processus ARIMA, νi le polynôme caractérisant le point atypique qui se produit au temps t=τ, ωi son impact sur la série, et It(τ) une variable indicatrice prenant la valeur de 1 au temps t=τ et 0 sinon.

20 Il existe principalement quatre types de variables de régression pour traiter des points atypiques : les additive outliers [AO], les innovation outliers [IO], les level shifts [LS], et les temporary changes [TC]. Leur polynôme sont

21

22 Ces points atypiques affectent les observations d’une série différemment. Les AO affectent une seule observation à un moment du temps dans la série temporelle ; les LS ont un effet permanent sur le niveau de la série ; les TC affectent temporairement la série en retournant à son niveau précédent de manière exponentielle, où le paramètre δ représente la vitesse de retour (0 < δ < 1) ; et les IO ont un effet plus complexe[11] [11] En effet, excepté pour les IO, les effets des points atypiques...
suite selon le type de série. Pour une série stationnaire, ils affectent temporairement la série car son impact diminue dans le temps (avec la même dynamique que les innovations du modèle). En revanche, pour une série non stationnaire, les IO ont un effet initial à un moment du temps puis un effet permanent (Chen et Liu, 1993). On considère que les AO et les IO sont des points atypiques et que les TC et les LS sont plutôt des changements structurels. Les TC représentent un changement éphémère sur le niveau de la série tandis que les LS reflètent plutôt un choc permanent sur le niveau et seulement un effet transitoire sur le taux de croissance. En outre, les IO ont un effet permanent si la série est non stationnaire.

23 Un modèle ARIMA est ajusté à dans l’équation (1), et les résidus obtenus sont définis par :

24

25 où à partir de l’équation (2) en utilisant est effectuée sur les différents points atypiques identifiés afin de déterminer les points atypiques fallacieux[14] [14] Voir Tolvi (2001) pour une présentation détaillée de...
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Tableau 1 - 

37 L’application de cette procédure sur les données chinoises fait apparaître la présence de plusieurs points atypiques. Le tableau 1 présente les différents points identifiés en fonction de leur datation, de leur type de points, de leur amplitude et de leur statistique de test. Nous montrons ci-dessous que ces derniers peuvent trouver une justification dans le comportement de la politique de change chinoise sur la période étudiée, notamment avec plusieurs dévaluations[15] [15] Il est ainsi possible d’associer ces points détectés...
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38 Dans les années 1950 et 1960, la Chine a d’abord été ancrée au Dollar US puis à la livre britannique. Ensuite, en janvier 1970, un taux officiel fixe contre le Dollar US a été établi. Après la dévaluation du Dollar US, le taux officiel a été réaligné en février 1973 (AO). Avec la fin du système de Bretton Woods, l’ancrage nominal sur une seule devise de référence a été substitué par un ancrage sur un panier relativement large de monnaies[16] [16] Nous n’avons pas trouvé d’explication pour l’additive...
suite.

39 Avant 1979, lorsque la Chine a planifié son économie, le taux de change officiel ne jouait aucun rôle significatif dans le commerce extérieur, en raison du monopole d’État dans le commerce extérieur. Les pertes dans les exportations provenant d’un taux de change surévalué ont été compensées par les profits issus des importations. Cependant, le rôle du taux de change a changé après la réforme économique entreprise en 1978. Comme le commerce extérieur est devenu décentralisé, la surévaluation du taux de change officiel était un frein au développement des exportations (Xu, 2000)[17] [17] Pour plus de détails, voir Lardy (1992, 2002). ...
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40 En août 1979, le Conseil d’État a introduit un système de rétention des devises destiné à favoriser les exportations en encourageant les entreprises et les gouvernements locaux à se tourner vers les marchés internationaux. Ce système permettait aux entreprises, et notamment les entreprises à capitaux étrangers, de conserver une partie de leurs recettes d’exportation en devises[18] [18] Sous ce système, les unités économiques domestiques du...
suite. Le Conseil d’État a également décidé en janvier 1981 d’adopter, parallèlement au taux de change officiel, un taux interne pour le règlement commercial (Internal Rate for Trade Settlements) [IRTS]. La Chine disposait alors d’un système de taux de change dual (Chou et Shih, 1998 ; Lin et Schramm, 2003 ; Constantin et Deblock, 2004). L’IRTS était essentiellement utilisé pour le règlement interne des transactions commerciales et a été établi à 2.8 RMB par Dollar US, tandis que le taux officiel était appliqué pour les transactions non commerciales et a été établi à 1.5 RMB par Dollar US.

41 Cependant, le Fonds Monétaire International [FMI] a essayé de persuader les autorités chinoises d’éliminer ce système de change dual qui engendrait de nombreuses distorsions, et les autorités américaines ont accusé la Chine d’employer ce système pour subventionner les exportations. En décembre 1984, la banque centrale de Chine, the People’s Bank of China [PBOC], a annoncé sa décision de supprimer l’IRTS au 1er janvier 1985. Le système de taux de change dual a été formellement abandonné et le taux de change officiel a été fortement dévalué au niveau de 2.8 RMB par Dollar US (AO).

42 Vers la fin de l’année 1984, les autorités chinoises ont adopté un certain nombre de mesures administratives pour contrôler la demande intérieure et les importations en réponse à une forte inflation et à une détérioration de la balance des paiements. Une vague de dévaluations s’est par conséquent mise en route d’août 1985 à juillet 1986 pour limiter la perte de compétitivité internationale, dévaluant ainsi le taux de change officiel de 2.8 RMB par Dollar US à 3.7 RMB, notamment en juillet 1986 (LS) avec une forte dévaluation. Cette décision de dévaluer était non seulement un compromis politique mais également une nécessité économique pour rendre le taux de change plus en conformité avec l’évolution des fondamentaux économiques (Lin et Schramm, 2003).

43 Au milieu des années 1980, le système de rétention des devises montre rapidement ses limites de par l’absence d’un mécanisme d’intermédiation qui aurait permis de canaliser les devises vers les opérateurs économiques, c’est-à-dire de mettre en relation efficacement les acteurs disposant de surplus de devises avec ceux ayant un besoin urgent de devises. Pour alléger cette contrainte, des centres d’ajustement de change (Foreign Exchanges Adjustment Centers) ou centres de « swap » (swap markets) ont émergé au niveau régional[19] [19] Ces marchés de changes « internes » ou centres de swap...
suite, avec l’approbation de Pékin, dans lesquels les acteurs économiques, initialement les entreprises à capitaux étrangers, pouvaient échanger leurs droits de rétention de devises à un taux d’abord fixé par la PBOC, puis graduellement libéralisé (Mehran, Quityn, Nordman et Laurens, 1996). Par la suite, les gouvernements locaux et les entreprises publiques ont pu accéder à ces marchés de swap. A la fin de l’année 1986, avec le développement rapide du marché de swap[20] [20] Voir Lardy (1992) et Lin et Schramm (2003) pour une discussion...
suite, un système de taux de change dual est réapparu, à savoir un taux de change officiel, maintenu fixe, et un taux de change de ces centres de swap, progressivement libéralisé et plus déprécié que le taux officiel. Ce dernier est alors devenu un outil de plus en plus important pour compenser les effets de distorsion du taux de change officiel surévalué et assurer également le dynamisme des exportations.

44 En 1988, la Chine a adopté un certain nombre de mesures politiques (des rapports plus élevés de rétention, le relâchement du contrôle des prix et l’augmentation de l’offre de devises étrangères) qui ont considérablement stimulées le développement des centres de swap. Néanmoins, le marché a commencé à subir les effets d’un environnement économique défavorable (fortes augmentations du taux d’inflation et déficit commercial). Par conséquent, vers le milieu de l’année 1989, les autorités chinoises ont adopté des mesures très fortes pour stabiliser l’économie, notamment en resserrant les crédits et en augmentant les taux d’intérêt. Deux dévaluations successives importantes (décembre 1989 et janvier 1990 (LS)) ont permis de réduire considérablement l’écart entre le taux de change des marchés internes (non officiel) et le taux officiel. Le taux des centres de swap était alors devenu un signal important de performance macro-économique.

45 A partir d’avril 1991, le gouvernement chinois a officiellement adopté un système de taux change flottant administré[21] [21] Bien que le FMI ait classé le système chinois en tant...
suite sous lequel le taux officiel a été ajusté progressivement. De 1991 à 1993, le taux officiel a été dévalué plusieurs fois.

46 L’importance de plus en plus marquée des centres de swap (80% des transactions de change sont réalisées sur les marchés internes au début de l’année 1992)[22] [22] Lu et Zhang (2000) argumentent que les centres de swap ont...
suite et le désir du gouvernement chinois de faire de la Chine une véritable économie socialiste de marché conduisent à un nouveau bouleversement dans la politique de change chinoise au début de l’année 1994. En effet, le 1er janvier 1994, le taux officiel et le taux des centres de swap sont unifiés en un taux unique orienté par le marché. Cette unification a provoqué ensuite une forte dévaluation du taux officiel (LS en janvier 1994) à 8.7 RMB par Dollar US. Ce taux pouvait flotter dans une bande de plus ou moins 0.25% par rapport au taux de référence de la veille[23] [23] Le taux de change unifié a été fixé au taux des centres...
suite.

47 Afin de déterminer le taux de change chinois un marché des changes interbancaires, le China Foreign Exchange Trading Centre, a été institué pour remplacer l’ancien marché de swap (Shen, 2001). Ce marché est constitué des grandes banques et institutions financières nationales, qui ont été désignées par la PBOC. Après avoir permis une légère appréciation, le PBOC a activement cherché à maintenir le taux de change à environ 8.3 RMB par Dollar US depuis 1995, un taux qui n’a pas été modifié jusqu’au mois de juillet 2005. Officiellement, le régime de taux de change chinois est un régime flottant administré, mais, dans la pratique, le Renminbi est ancré de facto au Dollar US depuis 1994 et n’est autorisé à flotter qu’à l’intérieur d’une bande de flottaison très étroite[24] [24] La parité fixe (par rapport au dollar US) a rempli la fonction...
suite.

48 Le 21 juillet 2005, le gouvernement chinois annonce le changement de son système de change en passant d’un régime ancré au Dollar US vers un système de taux de change flottant administré basé sur l’offre et la demande du marché se référant à un panier de devises[25] [25] Le gouvernement chinois a adopté un système de change...
suite, entraînant ainsi une réévaluation à 8.11 RMB par Dollar US. C’était un mouvement politique calculé en réponse aux pressions extérieures pour réévaluer le Renminbi (Yi, 2006). Néanmoins, comme le montre Goldstein (2006), cette réévaluation du RMB n’est pas suffisante pour apprécier significativement le taux de change réel et réduire, par conséquent, le déséquilibre extérieur important de la Chine. Ainsi, il n’est pas surprenant que cette réforme du taux de change n’ait aucun effet statistique sur la parité observée[26] [26] Ogawa et Sakane (2006) ont étudié la politique de change...
suite.

4 - Tests de Racine Unitaire

49 Des études récentes ont montré que la présence de points atypiques dans les séries macroéconomiques peut affecter les tests de racine unitaire (Franses et Haldrup, 1994 ; Yin et Maddala, 1997 ; Murray et Nelson, 2000). Par conséquent, nous appliquons deux tests de racine unitaire efficients développés par Elliott, Rothenberg et Stock (1996) [ERS] et Ng et Perron (2001) [NP] à la série du taux de change chinois, corrigée des valeurs atypiques détectées précédemment, afin de savoir si cette série est stationnaire. Darné et Diebolt (2004) ont étudié la sensibilité des tests de racine unitaire à cette procédure en deux étapes (correction des points atypiques puis application des tests de non stationnarité sur les données corrigées) à l’aide de simulations de Monte Carlo. Ils ont montré que cette procédure n’affectait pas la présence d’une racine unitaire dans la série.

50 ERS (1996) ont proposé un test de racine unitaire basé sur la suppression de la composante déterministe (detrended) de la série par les moindres carrés généralisés (GLS, Generalized Least Squared) afin d’améliorer la puissance des tests de Dickey et Fuller (1979). Ils suggèrent le test DF-GLS en utilisant la régression suivante

51

52 où représente la série detrended de yt. Le test DF-GLS permet de tester l’hypothèse nulle β0=0 contre l’hypothèse alternative β0 < 0. La série detrended est définie par

53

54 où zt est une composante déterministe égale à 1 lorsque la série comprend une constante et à (1,t) lorsque la série comprend une constante et une tendance linéaire, et est l’estimateur GLS obtenu en régressant sur où

55

56 et . ERS recommandent lorsque la série contient une constante et dans le cas d’une tendance linéaire.

57 Ng et Perron (2001) ont proposé des modifications du test de Phillips et Perron (1988), qui est une correction non paramétrique du test de Dickey-Fuller pour régler le problème des autocorrélations résiduelles. NP ont suggéré, d’une part, de corriger les distorsions de taille comme dans Perron et Ng (1996), et, d’autre part, d’améliorer la puissance du test de manière analogue à ERS (1996). Le test NP est basé sur la même régression que celle de ERS (équation 4). Les statistiques de test, nommées tests M-GLS, sont définies par

58

59 où s est l’estimateur de densité spectrale autorégressive de la variance de long terme.

60 Par ailleurs, Ng et Perron (2001) ont montré que les deux critères d’information les plus connus, ceux de Akaike et de Schwarz, ne sont pas suffisamment flexibles pour les tests de racine unitaire, notamment en présence d’erreurs de moyenne mobile négatives, pour sélectionner le nombre de retard k approprié[27] [27] Ng et Perron (2001) argumentent que les critères d’information...
suite dans la régression. Ils recommandent, par conséquent, d’utiliser le critère d’information modifié (MIC, Modified Information Criteria) à partir duquel de meilleurs résultats ont été obtenus pour choisir le nombre de retards k des tests efficients DF-GLS et M-GLS.

61 Les résultats des tests de racine unitaire sont présentés dans le tableau (2). Ces tests ont été appliqués avec une constante dans les équations de régression. L’ordre de retard k a été sélectionné à l’aide à la fois d’un critère d’information standard (BIC) et du critère d’information modifié (MIC). Les tests efficients de racine unitaire de Ng et Perron (2001) et ERS (1996) acceptent l’hypothèse nulle d’une racine unitaire à un niveau de significativité de 5% pour le taux de change chinois, quelque soit le critère d’information employé. On peut remarquer que nous obtenons les mêmes résultats avec les séries originales et les séries corrigées des points atypiques mais avec différentes valeurs des statistiques de test. Ceci montre que les points atypiques perturbent les tests de racine unitaire, et quelquefois de manière non négligeable (Yin et Maddala, 1997 ; Murray et Nelson, 2000). Par conséquent, les données du taux de change chinois n’ont pas la propriété de retour à la moyenne, et dans ce cas toutes déviations par rapport à la parité du pouvoir d’achat sont considérées comme permanentes. Ceci implique que la parité du pouvoir d’achat dans l’économie chinoise ne tient pas dans le long terme.

Tableau 2 - 

5 - Conclusion

62 Dans cet article, nous avons étudié la PPA dans le cadre de l’économie chinoise en employant une procédure en deux étapes, c’est-à-dire l’application de tests efficients de racine unitaire sur des données corrigées, au préalable, de la présence de points atypiques. Elle a été appliquée au taux de change réel du Renminbi, pris dans sa version bilatérale par rapport au Dollar US, sur la période 1970-2006. Les résultats obtenus dans ce travail nous permettent de statuer sur la non stationnarité du taux de change réel chinois et donc sur l’invalidité de la PPA à long terme. En définitive, cette dernière ne peut être utilisée comme référence d’équilibre à long terme et ne doit pas servir de base à l’analyse politique, notamment en termes d’ajustement du taux de change nominal.

63 Par ailleurs, les nombreux points atypiques détectés dans la série du taux de change réel du Renminbi sont le résultat de l’instabilité de la politique de change chinoise et des différentes vagues de dévaluations qui lui sont associées sur la période 1984-1994.

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Notes

[ *] Nous tenons à remercier le rapporteur anonyme pour ses remarques et commentaires.

[ **] EconomiX, Université Paris X–Nanterre.

[ ***] Correspondance : Jean-François Hoarau, CERESUR, Université de La Réunion, Faculté de Droit et d’Économie, 15 Avenue René Cassin, BP 7151, 97715 Saint Denis Mess cedex 9, France. Tél. :+33-2-62-93-84-43; fax: +33-2-62-93-84-72. Email : jfhoarau@univ-reunion.fr.

[ 1] Branstetter et Lardy (2006) présentent un résumé des principales étapes de l’évolution de la politique chinoise vers le commerce international et l’investissement direct étranger et de leurs conséquences depuis la fin des années 1970.

[ 2] La devise chinoise a été renommée le Renminbi (littéralement « la monnaie du peuple ») en 1969, et le Yuan est resté l’unité de compte.

[ 3] Xiaopu (2002) et Shi (2006) obtiennent le même résultat en appliquant le test de Phillips et Perron (1988).

[ 4] Pour une discussion sur ce débat de la sous-évaluation du Renminbi, voir Se-Eun et Mazier (2003), Roberts et Tiers (2003), Eichengreen (2004), Zhang et Pan (2004), Frankel (2005), Laurenceson et Qin (2005), Coudert et Couharde (2005) et Funke et Rahn (2005), Dropsy (2005), Goldstein (2006), Kaplan (2006), Shi (2006), Goldstein et Lardy (2006), Cheung, Chinn et Fujii (2007), entre autres.

[ 5] L’indice Big Mac, introduit en septembre 1986 par le journal The Economist, est une manière informelle de mesurer la parité des pouvoirs d’achat entre deux devises. Cette méthode détermine le taux de change PPA entre deux pays A et B en divisant le coût (exprimé en monnaie locale) d’un Big Mac offert dans un pays A par le coût (exprimé en monnaie locale) d’un Big Mac offert dans un pays B. La valeur obtenue est ensuite comparée au taux de change bilatéral observé. Un écart entre les deux valeurs donne alors un indicateur du désajustement de la monnaie considérée. Voir Yang (2004) pour une évaluation de l’indice Big Mac dans le cadre de l’appréciation du Renminbi.

[ 6] Cet indice, introduit en janvier 2004, repose sur la même idée que celle de l’indice Big Mac. La différence tient dans le fait que les prix du Big Mac sont remplacés par les prix d’une tasse de café offerte dans les différents établissements de la chaîne internationale Starbucks.

[ 7] Nous avons également étudié le taux de change réel effectif afin de prendre en compte les aspects de compétitivité-prix de l’économie chinoise sur le plan international. Les résultats obtenus avec la série effective sont identiques à ceux issus de la série bilatérale.

[ 8] La série est extraite de la base ERS-USDA disponible à l’adresse http://www.ers.usda.gov/data/macroeconomics/.

[ 9] Il convient de préciser que les indices de prix de gros sont plus adaptés pour évaluer la PPA à long terme. Toutefois, ces indices ne sont pas disponibles pour la Chine pour la majeure partie des années 1980.

[ 10] Acronyme de Time Series Regression with ARIMA Noise, Missing Observations, and Outliers. Franses et Haldrup (1994), Tolvi (2001), Darné et Diebolt (2004, 2006) et Darné et Hoarau (2007) ont également employée cette méthode pour détecter et corriger les points atypiques dans des séries macroéconomiques tandis que Balke et Fomby (1991, 1994) et Bradley et Jansen (1995) ont plutôt appliquée celle de Tsay (1988).

[ 11] En effet, excepté pour les IO, les effets des points atypiques sur la série observée sont indépendants de la modélisation de cette dernière.

[ 12] Voir Chang, Tiao et Chen (1988).

[ 13] Dans TRAMO, les valeurs critiques sont déterminées en fonction du nombre d’observations de la série et calculées à partir de simulations par Gómez et Maravall (1997). Ici, la valeur critique tabulée est de 3.80 pour la taille d’échantillon du taux de change bilatéral. Il faut noter que la notion de points atypiques se réfère à celle d’événements rares. Par ailleurs, le fait de prendre une valeur critique plus faible tend à détecter un trop grand nombre de points et risquerait de rendre la série platicurtique.

[ 14] Voir Tolvi (2001) pour une présentation détaillée de la procédure de détection des points atypiques dans TRAMO.

[ 15] Il est ainsi possible d’associer ces points détectés à des événements économiques, politiques et financiers qui se sont produits au même moment. Ceci peut se rapprocher du concept d’études d’événements à une différence près. En effet, ce type d’approche impose de connaître au préalable la date d’apparition de l’événement qu’elle cherche à étudier puis analyse son effet sur la série, alors que l’approche des points atypiques permet de connaître la date d’apparition d’un choc auquel un événement majeur est alors associé puis examine son effet sur une série.

[ 16] Nous n’avons pas trouvé d’explication pour l’additive outlier de décembre 1977. Ce point peut être dû à une erreur de mesure.

[ 17] Pour plus de détails, voir Lardy (1992, 2002).

[ 18] Sous ce système, les unités économiques domestiques du secteur import-export ont bénéficié d’un droit de rétention de devises étrangères proportionnellement aux devises étrangères gagnées (Zhang, 1999).

[ 19] Ces marchés de changes « internes » ou centres de swap sont d’abord apparus à Shanghai, Shenzhen et Hainan et ensuite dans l’ensemble des autres provinces.

[ 20] Voir Lardy (1992) et Lin et Schramm (2003) pour une discussion détaillée sur le marché de swap.

[ 21] Bien que le FMI ait classé le système chinois en tant que régime de change flottant administré depuis 1987, la Chine a officiellement admis un tel régime qu’en 1991 (Zhang, 2001).

[ 22] Lu et Zhang (2000) argumentent que les centres de swap ont été un mécanisme de transition utile pour le processus de libéralisation du marché de change chinois.

[ 23] Le taux de change unifié a été fixé au taux des centres de swap qui a prévalu à la fin de l’année 1993. En effet, quand le système dual a été supprimé à la fin de l’année 1993, le taux de change officiel s’élevait à 5.8 RMB par Dollar US tandis que le taux des marchés internes était de 8.7 RMB par Dollar US. La réforme de 1994 a retenu le taux des centres de swap comme taux de base, entraînant ainsi la dévaluation de la devise chinoise autour de 50%. En fait, la dévaluation a été moins importante que prévu car la plupart des règlements de change était déjà basée sur le taux des marchés internes (Shen, 2001). L’adoption d’un taux uniforme a été couplée à une démarche de convertibilité partielle sur le compte courant. La Chine a officiellement atteint la convertibilité du RMB pour les transactions de compte courant en décembre 1996.

[ 24] La parité fixe (par rapport au dollar US) a rempli la fonction d’ancrage nominal, en imposant des contraintes sur les politiques économiques intérieures. Ce système a relativement bien fonctionné puisqu’il a contribué à garantir un environnement macro-économique stable. La Chine a en effet réussi depuis le milieu des années 1990 à réduire de manière significative son taux d’inflation. De plus, elle n’a pas été frappée par la crise asiatique de 1997-1998 et a pu ainsi maintenir son système de change fixe (Koivu, 2005). Le FMI a classé le Renminbi comme un ancrage conventionnel au Dollar US en 1999.

[ 25] Le gouvernement chinois a adopté un système de change flottant administré se référant non seulement à un panier de devises mais également à une bande de plus ou moins 0.3% (autour du taux de base).

[ 26] Ogawa et Sakane (2006) ont étudié la politique de change conduite par le gouvernement chinois depuis cette réforme. Ils concluent qu’il est difficile de démontrer que l’autorité monétaire chinoise ait adopté le système de panier de devises car ce changement est trop petit au sens économique. En outre, Zhang et Liang (2006) argumentent que le fonctionnement relativement stable du taux de change du RMB par rapport au Dollar US depuis la réévaluation de juillet laisse entendre que le PBOC n’a pas effectué un plein ancrage au panier de devises et que le Dollar US domine toujours la détermination du taux de change du RMB.

[ 27] Ng et Perron (2001) argumentent que les critères d’information Akaike et Schwarz ont tendance à sélectionner des valeurs de k généralement trop petites pour que les tests de racines unitaires aient de bonnes propriétés de taille.

Résumé

Dans cet article, nous proposons de poursuivre les investigations en matière de parité des pouvoirs d’achat dans le cadre de l’économie chinoise en employant une procédure en deux étapes basée sur des tests de racine unitaire et prenant en compte la présence de points atypiques dans les données. Ainsi, les tests efficients de racine unitaire développés par Elliott, Rothenberg et Stock (1996) et Ng et Perron (2001) sont appliqués sur le taux de change réel du Renminbi, pris dans sa version bilatérale par rapport au Dollar US, sur la période 1970-2006 (en fréquence mensuelle) corrigé de la présence de points atypiques. Les résultats indiquent que les nombreux points atypiques détectés dans la série de taux de change réel du Renminbi sont dus à l’instabilité de la politique de change chinoise et aux différentes vagues de dévaluations qui lui sont associées sur la période 1984-1994. Ce travail nous permet également de statuer sur la non stationnarité du taux de change réel chinois et donc sur l’invalidité de la parité des pouvoirs d’achat à long terme.
Classification JEL : C22, F31

PLAN DE L'ARTICLE

• 1 - Introduction
• 2 - Description des données
• 3 - Identification des points atypiques
• 4 - Tests de Racine Unitaire
• 5 - Conclusion

Olivier Darné et Jean-François Hoarau « La parité des pouvoirs d'achat pour l'économie chinoise : une nouvelle analyse par les tests de racine unitaire », Recherches économiques de Louvain 2/2008 (Vol. 74), p. 219-236.
URL : www.cairn.info/revue-recherches-economiques-de-louvain-2008-2-page-219.htm.
DOI : 10.3917/rel.742.0219.