Comment les comportements de pricing-to-market affectent l'impact d'une dévaluation sur la balance commerciale : une étude empirique sur le cas ...
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Comment les comportements de pricing-to-market affectent
l’impact d’une dévaluation sur la balance commerciale :
une étude empirique sur le cas allemand
✰
Johanna MELKA
✰
Université Paris I Panthéon-Sorbonne, TEAM
106-112 Bd de l’hôpital 75647 Paris Cedex 13
☎ 01 44 07 82 71 - 01 47 06 12 59
Email : melka@univ-paris1.fr
1Résumé
Cet article cherche à estimer l’impact des comportements de pricing-to-market sur les
relations entre les taux de change et la balance commerciale. Certains travaux théoriques
récents ont montré que la monnaie de facturation des échanges commerciaux jouait un rôle
prépondérant dans les mécanismes de transmission des chocs monétaires sur la balance
commerciale. Il s’agit donc de vérifier, à travers une étude portant sur les relations de
l’Allemagne avec les Etats-Unis et le Japon, comment les comportements de pricing-to-
market peuvent affecter l’efficacité d’une politique monétaire sur la balance commerciale.
Réalisée dans le cadre d’un modèle à correction d’erreur, notre étude montre qu’une
dévaluation entraîne non pas une détérioration des termes de l’échange comme ce devrait
être le cas si les firmes répercutaient les variations de change sur leurs prix de vente, mais
une amélioration sensible des termes de l’échange qui provoque alors une dégradation de la
balance commerciale. Un tel résultat permet de conclure d’une part à l’adoption de
comportements de pricing-to-market, et d’autre part à l’importance de ces stratégies dans les
mécanismes de transmission des chocs monétaires sur la balance commerciale.
Mots-clefs
Taux de change. Balance commerciale. Termes de l’échange. Pricing-to-Market. VECM
JEL : F31, F32, F33, F34
« How pricing-to-market behaviours affect the impact of exchange rate changes on the
trade balance : the case of German trade balance»
Abstract
This paper analyses the relationship between the trade balance and the exchange rate.
We want to show that the adoption of pricing-to-market behaviour affects the impact of
exchange rate changes on the trade balance. When exporters set prices in the currency of the
buyer, a depreciation does not induce a deterioration of the terms of trade and an
improvement of the trade balance. In this paper we estimate empirically the impact of
exchange rate depreciation on the trade balance in the framework of the VECM model. We
study the case of German trade balance with United-States and Japan. With the analysis of
impulse response functions we find that devaluation generates a terms of trade improvement
which deteriorates the trade balance.
Keywords : exchange rate, trade balance, pricing-to-market, VECM
Classification JEL : F31, F32, F33, F34
21. Introduction
Quel est l’impact d’une dévaluation sur la balance commerciale ? Cette question a été
soulevée il y a longtemps par de nombreux économistes dans les modèles traditionnels
d’économie ouverte. Dans le modèle de Mundell-Fleming, une dévaluation améliore la
balance commerciale du pays dévaluateur si la condition, atemporelle, de Marshall-Lerner est
satisfaite. Depuis quelques années, une nouvelle génération de modèles est apparue, il s’agit
des modèles d’équilibre général intertemporel. Ainsi, à partir des travaux de Obstfeld et
Rogoff (1995), Betts et Devereux (1996, 2000) et Devereux (1999) ont étudié l’impact d’une
dévaluation sur la balance commerciale, mais dans une dynamique intertemporelle. Ces
auteurs montrent alors que l’efficacité d’une politique monétaire sur la balance commerciale
dépend de la monnaie de facturation des produits exportés. Lorsque les prix sont facturés en
monnaie de l’exportateur, une dévaluation engendre une dégradation des termes de l’échange
qui provoque un détournement de la consommation mondiale vers le pays domestique. La
balance commerciale s’améliore. A l’inverse, lorsque les entreprises exportatrices adoptent un
comportement de pricing-to-market1 (PTM) et facturent leurs produits en monnaie de
l’acheteur, les termes de l’échange s’améliorent suite à la dévaluation. En effet, les prix des
importations facturés en monnaie locale restent constants, alors que les prix des exportations
en monnaie de l’exportateur augmentent (ils sont inchangés en monnaie de l’acheteur). Dans
ces conditions, l’efficacité d’une politique monétaire sur la balance commerciale est altérée.
Les comportements de pricing-to-market affectent donc les mécanismes de
transmission des politiques monétaires sur la balance commerciale.
Or, aucune étude n’a à notre connaissance cherché à évaluer empiriquement les
conséquences de ces comportements en matière de politique monétaire. Betts et Devereux
(1996, 2000), ainsi que Devereux (1999) ont réalisé des simulations mais n’ont pas réalisé
d’estimation empirique proprement dite. Ils montrent toutefois que plus la part de firmes qui
ne répercutent pas les variations de change sur leurs prix est forte, et plus le taux de change
suréagit à un choc monétaire, d’une part, et plus le solde commercial est susceptible de se
dégrader d’autre part.
1
Betts et Devereux associent les comportements de PTM au fait de facturer ses produits en monnaie locale. En
effet, dans leur modèle, les prix sont rigides à court terme. De fait, lorsqu’ils sont facturés en monnaie de
l’acheteur, ils ne s’ajustent pas à court terme aux variations du change. Krugman (1986) définit ce phénomène
par la volonté des firmes de stabiliser les prix de leurs produits en monnaie locale.
3De nombreux autres économistes ont estimé les relations entre les taux de change et la
balance commerciale. Certains ont ainsi montré qu’il existait une relation de long terme entre
ces deux variables2, d’autres ont démontré l’existence d’une courbe en J3. De même, certaines
études, ont estimé les relations entre la balance commerciale et les termes de l’échange. Ainsi,
Gwen et Wilkinson (1994) montrent qu’il existe une causalité bidirectionnelle entre ces deux
variables. Backus (1994, 1998) estime quant à lui les fonctions de réponse de la balance
commerciale à un choc des termes de l'échange. Il montre ainsi qu’une détérioration des
termes de l’échange améliore la balance commerciale. Par ailleurs, dans les années 80,
certaines études4 ont expliqué l’évolution du solde commercial américain par l’inertie des prix
des importations en provenance du Japon, et ont montré empiriquement la faible répercussion
des mouvements de change sur les prix.
Toutefois, ces différentes études n’ont pas estimé les relations entre les comportements
de pricing-to-market et l’évolution de la balance commerciale. Pour palier ce manque, nous
proposons d’estimer dans le cadre d’un modèle à correction d’erreur les relations qui lient la
balance commerciale, le taux de change, et les comportements de pricing-to-market. Notre
étude porte sur les relations commerciales de l’Allemagne avec les Etats-Unis et le Japon sur
la période 1990:01-1997:07.
Nous introduisons les termes de l’échange comme variable susceptible de rendre
compte du comportement de pricing-to-market. Une dévaluation engendre une détérioration
des termes de l’échange si les firmes répercutent les variations de change sur leurs prix de
vente. Introduire les termes de l’échange dans notre modèle va donc nous permettre
d’observer leurs réponses aux innovations du change et ainsi de savoir si les firmes adoptent
un comportement de PTM. Nous pourrons alors mieux comprendre la réponse du solde
commercial à un choc de change. Cette variable semble être la plus appropriée pour relier ces
trois variables que sont les comportements de PTM, le taux de change et la balance
commerciale.
2
Bahmani-Oskooe (1992,1995) Kim (1995) montrent contrairement à Demeulemeester et Rochat (1995), Lin
(1996), Shirvani et Wilbratte (1997) qu’il n’existe pas de relation de long terme entre le taux de change et la
balance commerciale.
3
Ainsi Jung et Doroodian (1998) ont confirmé son existence, alors que Rose et Yellen (1989), Bahmani-Oskooe
et Malixi (1992) l’ont infirmé. D’autres auteurs ont mis en avant une courbe en J retardée (Koch et Rosensweig,
1988 ; Maldavi et Sohrabian, 1993 ; Meade, 1988).
4
Baldwin et Krugman (1987), Hooper et Mann (1989), Mann (1986), Meade (1988).
42. Présentation des données
Les trois variables étudiées sont : la balance commerciale allemande, les taux de
change nominaux bilatéraux allemands avec les Etats-Unis et le Japon, et les termes de
l’échange.
Les soldes commerciaux sont des soldes bilatéraux entre l’Allemagne les Etats-Unis et
le Japon. Le secteur d’activité concerné est le secteur des biens manufacturés. Ces soldes
commerciaux (mensuels) sont extraits de la base COMEXT d’Eurostat.
Les deux autres variables que nous retenons sont d’une part les taux de change
nominaux (nombre de marks par dollar, par yen ou par franc), et les termes de l’échange,
définis par le ratio entre les prix à l’exportation et les prix à l’importation du pays domestique
(pour le secteur des biens manufacturés), tous deux exprimés en monnaie nationale.
Contrairement à la majorité des études empiriques nous ne retenons pas le taux de change
réel, mais le taux de change nominal. L’introduction dans notre modèle des termes de
l’échange reflète déjà l’évolution des prix de vente en monnaie domestique. Il est donc inutile
d’introduire le taux de change en termes réels. Les taux de change (mensuels) sont extraits
des séries monétaires et financières de la Banque de France. Les données relatives aux termes
de l’échange (mensuelles) sont fournies par Eurostat.
3. Le cadre d’analyse
Nous cherchons à étudier les liens qui existent entre la balance commerciale, les taux
de change et les termes de l’échange à court terme et à long terme.
La balance commerciale d’une économie ouverte peut s’écrire : Bt = Pt X t − Pt* et M
Où B est la balance commerciale, P le prix des exportations du pays domestique en monnaie
domestique, X le volume des exportations, P*, le prix des importations en provenance du pays
étranger facturé en monnaie étrangère, e le taux de change coté à l’incertain, et M le volume
des importations.
P− + −
Par conséquent : B = B *t , X , M
Pt e
5La balance commerciale dépend donc positivement du volume des exportations, mais
négativement du volume des importations et des termes de l’échange. Ce qui se comprend
aisément. Une amélioration des termes de l’échange signifie que les prix des exportations
augmente et/ou que les prix des importations diminue. Dans une telle situation si les volumes
réagissent aux prix, alors toutes choses égales par ailleurs, le volume des exportations diminue
et/ou le volume des importations augmente ; la balance commerciale se dégrade.
Nous allons donc chercher à estimer empiriquement les relations entre la balance
commerciale allemande, les taux de change, et les termes de l’échange.
Confrontés aux problèmes de non stationnarité des variables, nous choisissons de
réaliser notre étude dans le cadre d’un modèle vectoriel à correction d’erreur (VECM),
comme le font la majorité des études récentes relatives aux relations entre la balance
commerciale et le taux de change5.
Dans notre cas, si nous supposons l’existence d’une seule relation de cointégration, le VECM
s’écrit :
∆ bt Γ11 ( L ) Γ12 ( L ) Γ13 ( L ) ∆ bt −i β 1 bt −i µ1 u1t
∆ tt = Γ21 ( L ) Γ22 ( L ) Γ23 ( L ) ∆ tt −i + (α 1 α 2 α 3 ) β 2 tt −i + µ 2 + u 2t
∆ e Γ ( L ) Γ ( L ) Γ ( L ) ∆ e β e µ u
t 31 32 33 t −i 3 t −i 3 3 t
où b représente le solde commercial bilatéral, t les termes de l’échange et e le taux de change
(coté à l’incertain), tous trois exprimés en logarithme (c’est pourquoi ces variables sont en
minuscules). ∆ représente le terme différence.
La première partie à gauche de l’équation représente la dynamique de court terme,
alors que la seconde partie représente la dynamique de long terme.
L’écriture sous cette forme va nous permettre de réaliser des tests de causalité au sens
de Granger des taux de change sur la balance commerciale (et inversement) qui vérifieront s’il
existe une causalité unidirectionnelle ou bidirectionnelle entre ces variables. De plus, grâce à
cette écriture, nous pourrons estimer des fonctions impulsion réponse et ainsi observer la
réponse de la balance commerciale allemande ainsi que des termes de l’échange à une
5
Han et Suh (1996), Lin (1997), Rahman, Mustafa et Burckel (1997), Shirvani et Wilbratte (1997).
6dévaluation. Nous aurons alors la possibilité de conclure sur l’importance du comportement
de répercussion des variations de change sur les prix (via la réponse des termes de l’échange)
sur les effets des chocs de change sur la balance commerciale.
4. Résultats empiriques
Nous allons nous intéresser en premier lieu à la relation de long terme qui lie les
soldes commerciaux, les termes de l’échange et les taux de change. Une fois que nous aurons
vérifié l’existence d’une relation de cointégration entre les variables nous pourrons alors
réaliser les tests de causalité et analyser les fonctions d’impulsion-réponse.
4.1. Tests de cointégration
La première étape de notre étude est de déterminer le nombre de retards que nous
sélectionnons. Nous avons réalisé les tests usuels de détermination du nombre de retards
(Akaike, Hannan, Schwartz) et retenons quatre retards pour l’étude sur le Japon, un retard
pour celle sur les Etats-Unis. Toutes nos variables sont en outre intégrées d’ordre 1.
Nous suivons la procédure de Johansen et réalisons les tests de la Trace et du Lambda-
Max pour déterminer l’existence d’une ou plusieurs relations de cointégration entre nos
variables. Les résultats de ces tests sont donnés tableaux 1 et 2. Nous faisons également
figurer tableau 3 les valeurs critiques correspondantes.
Tableau n°1 : test du λ-max
H0 Etats-Unis Japon
r=2 1,04 3,26
r =1 17,38 9,14
r=0 39,25 26,95
7Tableau n°2 : test de la Trace
H0 Etats-Unis Japon
r≤2 1,04 3,26
r ≤1 18,43 12,41
r=0 57,68 39,36
Tableau n°3 : valeurs critiques au seuil de 5% et 1%
Test du Lambda-Max Test de la Trace
H0 : r = 0 H0 : r = 1 H0 : r =2 H0 : r ≤ 0 H0 : r ≤ 1 H0 : r ≤ 2
à5% 20,97 14,07 3,76 29,68 15,41 3,76
à1% 25,52 18,63 6,65 35,65 20,04 6,65
Les résultats présentés tableaux 1 et 2 concluent à l’existence d’une relation de
cointégration entre les soldes commerciaux, les termes de l’échange et les taux de change au
seuil de 1% pour le Japon, les Etats-Unis.
Les relations de cointégration que nous avons identifiées s’écrivent :
➤ Etats-Unis : b = −0 ,813 t + 0 ,601 e
➤ Japon : b = −1.674 t + 0 ,715 e
Avant d’interpréter ces résultats il est nécessaire de réaliser les tests d’exclusion des
variables de la relation de cointégration qui permettent de déterminer si les coefficients sont
différents de zéro.
Les hypothèses nulles sont les suivantes :
H 0 : βi = 0
pour i = 1,2,3
î H1 : β i ≠ 0
Les résultats qui figurent tableau n°4 montrent que ces coefficients sont
significativement différents de 0 au seuil de 19% pour les taux de change et au seuil de 0%
pour les autres coefficients. Il existe donc une relation de long terme entre le taux de change
et la balance commerciale à 19%. Nous acceptons cette relation. A long terme, une
amélioration des termes de l’échange ou une appréciation de la monnaie domestique
8entraînent une dégradation du solde commercial pour les relations bilatérales entre
l’Allemagne et les Etats-Unis ou le Japon.
Tableau n°4 : tests d’exclusion des variables de la relation de cointégration (seuils6)
Pays H0 : β1 = 0 H0 : β2 = 0 H0 : β3 = 0
Etats-Unis 0,00 0,00 0,19
Japon 0,02 0,00 0,19
Nous poursuivons à présent notre étude en nous concentrant sur les relations de court
terme entre ces variables. Nous sommes principalement intéressés par l’analyse de l’impact
d’un choc de change sur la balance commerciale allemande. Il nous faut donc étudier la
dynamique du système.
4.2. La dynamique du système
Nous présentons dans les tableaux suivants les paramètres d’estimation du VECM
pour les différents pays étudiés. Nous faisons apparaître en caractère gras les coefficients qui
sont significatifs au seuil de 10%.
Tableau n°5 : Estimation du VECM – Etats-Unis
Constante CI ∆ bt −1 ∆ tt −1 ∆ et −1
0,056 -0,14 -0,36 0,097 -0,67
∆ bt
(2,54) (-2,51) (-3,72) (1,91) (-1,65)
0,089 -0,25 0,047 -0,42 0,057
∆ tt
(1,96) (-2,17) (0,23) (-3,99) (0,06)
-0,0086 0,026 -0,0091 -0,0058 0,33
∆ et
(-1,63) (1,91) (-0,39) (-0,47) (3,25)
6
Les valeurs qui apparaissent dans le tableau sont les probabilités de rejeter à tort l’hypothèse nulle.
9Tableau n°6 : Estimation du VECM - Japon
∆ bt −1 ∆ bt − 2 ∆ bt −3 ∆ bt − 4 ∆ tt −1 ∆ t t − 2 ∆ t t −3 ∆ tt − 4 ∆ et −1 ∆ et − 2 ∆ et −3 ∆ et − 4
C CI
∆ bt 0,007 0,009 -0,47 -0,24 -0,29 -0,27 -0,01 -0,01 0,072 0,062 -1,49 1,28 -0,25 -0,007
(0,11) (0,10) (-3,28) (-1,62) (-2,12) (-2,23) (-0,08) (-1,12) (0,82) (1,02) (-2,32) (1,82) (-0,35) (-0,01)
∆ tt -0,56 -0,78 0,73 0,54 0,57 0,076 0,15 0,12 0,082 0,054 1,28 -1,51 1,26 0,46
(-4,35) (-4,44) (2,52) (1,81) (2,08) (0,30) (0,61) (0,58) (0,46) (0,43) (0,98) (-1,05) (0,84) (0,34)
∆ e t 0,016 0,022 -0,02 -0,02 -0,03 -0,02 -0,03 -0,02 -0,02 0,006 0,43 -0,11 0,006 -0,06
(1,38) (1,39) (-0,78) (-1,02) (-1,32) (-1,09) (-1,50) (-1,43) (-1,37) (0,58) (3,70) (-0,91) (0,04) (-0,52)
Les estimations du VECM présentées dans les tableaux 5 et 6 nous permettent de
souligner plusieurs faits marquants.
En premier lieu, il apparaît que le solde commercial de l’Allemagne est sensible à
l’évolution des termes de l’échange dans les cas des Etats-Unis. Une amélioration des termes
de l’échange a un effet négatif sur la balance commerciale allemande. Le coefficient est
positif mais proche de zéro, laissant supposer qu’une augmentation des termes de l’échange
engendre une légère amélioration de la balance commerciale bilatérale allemande avec les
Etats-Unis. Nous pouvons interpréter un tel résultat par la préférence des consommateurs
allemands pour les biens domestiques. Toutefois, ce résultat est à considérer avec prudence
dans la mesure où ce sont les termes de l’échange retardés d’une période qui ont un impact
positif sur la balance commerciale. Il est difficilement envisageable de considérer que la
demande se soit déplacée entre ces deux pays en un mois. Ainsi, l’effet positif sur la balance
résulte sans doute d’une simple revalorisation des exportations.
En second lieu, il apparaît qu’une augmentation du taux de change (dépréciation du
mark) aux périodes précédentes engendre à la période courante une dégradation du solde
commercial de l’Allemagne avec les Etats-Unis et le Japon7.
Par ailleurs, en nous intéressant à l’évolution des termes de l’échange nous constatons
qu’ils ne sont pas affectés par l’évolution antérieure des taux de change, mais plutôt par
l’évolution du solde commercial.
7
Nous observons en effet que les coefficients associés aux variables de change qui sont significatifs sont
négatifs. Par conséquent une augmentation du taux de change a un impact négatif sur la balance commerciale.
10Les tests de causalité vont nous permettre de vérifier ces présomptions. Nous pourrons
ainsi déterminer s’il existe une causalité entre les taux de change et les termes de l’échange,
mais aussi entre le solde commercial, les termes de l’échange et les taux de change.
4.2.1. La causalité
La majorité des études empiriques qui estiment les relations entre le taux de change et
la balance commerciale s’intéresse principalement à ces tests de causalité. Les résultats
diffèrent sensiblement d’une étude à l’autre. Certains auteurs montrent l’existence d’une
causalité unidirectionnelle, alors que selon d’autres il s’agit d’une causalité bidirectionnelle
qui lie ces deux variables. Dans notre étude nous ne nous arrêtons pas à cette simple causalité.
Nous cherchons à vérifier l’existence de la causalité entre les taux de change et les termes de
l’échange.
L’écriture sous la forme du VECM nous permet de distinguer deux types de causalité :
la causalité de long terme, qui passe par les variables explicatives en niveau, et la causalité de
court terme (variables en différences).
Notre VECM s’écrit :
∆ bt Γ11 ( L ) Γ12 ( L ) Γ13 ( L ) ∆ bt −i β 1 bt −i µ1 u1t
∆ tt = Γ21 ( L ) Γ22 ( L ) Γ23 ( L ) ∆ tt −i + (α 1 α 2 α 3 ) β 2 tt −i + µ 2 + u2 t
∆ e Γ ( L ) Γ ( L ) Γ ( L ) ∆ e β e µ u
t 31 32 33 t −i 3 t −i 3 3 t
avec une factorisation structurelle :
u1t = υ 1 ε 3t + υ 2ε 2 t + ε 1t
u 2 t = υ 2 ε 3 t + ε 2 t
u = ε
î 3t 3t
La stratégie de test que nous retenons ici est séquentielle. Nous commençons par tester
la causalité de court terme pour ensuite tester la causalité de long terme.
11a) Tests de causalité de court terme
Tableau n°7 : Tests de causalité de court terme (p-values)
Etats-Unis Japon
∆b ∆t ∆e ∆b ∆t ∆e
∆b 0,0003 0,81 0,69 0,015 0,06 0,70
∆t 0,05 0,0001 0,63 0,52 0,98 0,09
∆e 0,12 0,94 0,001 0,17 0,70 0,009
Le tableau 7 nous donne les résultats des tests de causalité de court terme qui se font à
partir des matrices polynomiales Γij ( L ) . Le tableau se lit de la manière suivante : nous
cherchons à déterminer si la variable en ligne cause au sens de Granger la variable en colonne.
Les chiffres qui apparaissent représentent les p-values. Ceux qui sont en gras sont ceux pour
lesquels cette probabilité est inférieure à 20%. Dans ces cas, nous concluons que la variable
en ligne cause la variable en colonne. Ces tests nous permettent de dire que le taux de change
cause la balance commerciale alors que la balance commerciale allemande ne cause pas les
taux de change, et enfin que le taux de change ne cause pas les termes de l’échange.
Le premier résultat à souligner est en effet le fait que le taux de change cause au seuil
de 17% le solde commercial bilatéral de l’Allemagne avec les Etats-Unis et le Japon à court
terme. La connaissance de l’évolution passée du taux de change permet de mieux prévoir
l’évolution courante de la balance commerciale. C’est une causalité unidirectionnelle. Nos
résultats s’opposent donc à ceux de Hill (1990), Demeulemeester et Rochat (1995) qui
mettaient en évidence l’existence d’une causalité bidirectionnelle entre ces deux variables.
Nous remarquons de plus que le taux de change ne cause pas les termes de l’échange ;
la connaissance passée des taux de change n’améliore pas la prévision des termes de
l’échange présents. Nous pouvons écrire ce résultat d’une autre manière :
E [∆tt ∆tt −1 , ∆et −1 ] = E [∆tt ∆tt −1 ] où E est l’opérateur espérance.
Un tel résultat ne nous permet pas de conclure sur l’adoption de comportements de
pricing-to-market de la part des firmes exportatrices. Or, selon Betts et Devereux (2000)
lorsque 50% des firmes adoptent un tel comportement, l’évolution des termes de l’échange ne
12dépend pas de celle des taux de change8. Mais ce cas particulier mis à part toute variation du
change a un impact sur l’évolution des termes de l’échange quel que soit le type de
comportement adopté. Le sens de variation des termes de l’échange suite à une variation du
change est toutefois conditionné par la stratégie de répercussion adopté par les firmes.
Enfin, nous remarquons que les termes de l’échange causent à court terme, au sens de
Granger, le solde commercial bilatéral de l’Allemagne avec les Etats-Unis mais pas avec le
Japon. L’évolution des termes de l’échange ne permet pas de prévoir systématiquement
l’évolution des soldes commerciaux.
Par conséquent, la seule variable qui explique systématiquement l’évolution du solde
commercial allemand à court terme est l’évolution du taux de change.
Toutefois il est nécessaire de rappeler que la causalité au sens de Granger présente des
limites car elle ne teste qu’une causalité directe. Les variations de change peuvent entraîner
indirectement des changements dans les termes de l’échange. De même, les termes de
l’échange peuvent agir sur la balance commerciale mais de manière indirecte.
b) Tests de causalité de long terme
Les tests de causalité de long terme reviennent à se demander si la relation de
cointégration cause l’évolution de la balance commerciale, du taux de change et des termes de
l’échange. Autrement dit, notre objectif est de déterminer si la balance commerciale cause à
long terme ces différentes variables.
Les tests de causalité de long terme, reviennent à réaliser un test de nullité des
coefficients α1 , β 2 et β 3 . Les tests sur les coefficients β ont montré que β est significativement
différent de zéro au seuil de 19% pour le taux de change et au seuil de 2% pour les termes de
l’échange. Nous ne nous intéressons donc qu’au coefficient α1. Nous réalisons alors des tests
d’exogénéité faible. Soit le test :
H 0 : α 1 = 0
î H1 :α1 ≠ 0
8
Betts et Devereux (2000) montrent que l’évolution des termes de l’échange τˆ = (2s − 1)eˆ avec s la part des
firmes exportatrices qui adoptent un comportement de PTM, et ê l’évolution du taux de change.
13Les résultats des tests d’exogénéité faibles sont donnés dans le tableau 8. Nous faisons
apparaître les coefficients de Student associés. Ils montrent que nous ne rejetons l’hypothèse
de nullité du coefficient α 1 que dans le cas des Etats-Unis.
Tableau n°8 : tests d’exogénéité faible (Student)
Etats-Unis Japon
4,08 0,01
Ainsi, la balance commerciale cause à long terme l’évolution du taux de change et des
termes de l’échange entre l’Allemagne et les Etats-Unis, mais pas entre l’Allemagne et le
Japon. L’Allemagne va donc chercher à «contrôler » l’évolution de sa balance commerciale
avec les Etats-Unis, ainsi que l’évolution de ses termes de l’échange dans la mesure où ces
deux variables sont très liées. La marge de manœuvre des firmes exportatrices allemandes aux
Etats-Unis semble donc être plus faible qu’avec le Japon.
L’analyse des fonctions de réponse va donc compléter cette analyse de la dynamique
du solde commercial. Nous allons pouvoir observer les délais de réactions des soldes
commerciaux bilatéraux allemands avec les Etats-Unis et le Japon à un choc de change, mais
aussi la réponse de ces soldes à un choc des termes de l’échange. Nous pourrons alors
conclure sur l’adoption de comportements de pricing-to-market et sur l’impact de tels
comportements sur les mécanismes de transmission d’un choc de change sur la balance
commerciale.
4.2.2. Les fonctions de réponse
L’orthogonalisation des résidus se fait par le biais de la traditionnelle décomposition
de Choleski. Toutefois, Faust et Rogers (1999), Rogers (1999) ainsi que Faust (1998) et Faust
et Looper (1997) mettent en avant l’importance de l’identification des chocs dans les
fonctions de réponse lors de leurs études relatives à l’impact d’un choc monétaire sur le taux
de change réel. Ces auteurs montrent que selon le type d’identification choisi les résultats
peuvent sensiblement être modifiés.
Nous choisissons donc d’estimer les fonctions de réponse des soldes commerciaux,
des termes de l’échange et des taux de change à un choc de change et à un choc des termes de
14l’échange en modifiant l’ordre récursif des variables (et donc des résidus) dans le modèle. Il
apparaît alors que les résultats sont inchangés.
Le VECM peut s’écrire sous la forme :
∆e u1t
B( L ) ∆t = u 2t
∆b u
3t
Ce processus admet une représentation moyenne mobile VMA qui s’écrit :
∆e u1t
∆t = C( L ) u 2 t
∆b u
3t
u1t, u2t et u3t représentent les résidus du VECM.
Or ce qui nous intéresse c’est de représenter les innovations structurelles de change, des
termes de l’échange et de la balance commerciale, qu’on note :
ε 1t
ε = ε 2t
ε
3t
Nous pouvons alors écrire :
u1t s11 s12 s13 ε 1t
u 2t = s 21 s 22 s 23 ε 2 t
u s s33 ε 3 t
3t 31 s 32
où ε 1t est l’innovation du taux de change, ε 2 t l’innovation des termes de l’échange et ε 3 t
l’innovation de la balance commerciale.
En fixant cet ordre récursif pour les variables nous supposons donc que :
- L’innovation des termes de l’échange est orthogonale à celle du taux de change. Ce qui
implique qu’une innovation du change n’affecte pas une innovation des termes de
l’échange. Par conséquent, une innovation des termes de l’échange ne reflète qu’une
innovation sur les prix de vente.
15- Les résidus de la balance commerciale sont orthogonaux aux résidus des termes de
l’échange et du taux de change. Ainsi, les innovations de change et des termes de
l’échange n’affectent pas l’innovation de la balance commerciale. Une innovation de la
balance représente alors une variation des volumes échangés.
On pose :
s12 = s13 = s 23 = 0
Par conséquent :
∆e = A11 ( L )ε 1t
∆t = A21 ( L )ε 1t + A22 ( L )ε 2 t
∆b = A31 ( L )ε 1t + A32 ( L )ε 2t + A33 ( L )ε 3t
Par ailleurs, nous supposons que l’évolution du taux de change n’est affectée
instantanément que par un choc de change, et que l’évolution des termes de l’échange n’est
affectée instantanément que par une innovation de change ou des termes de l’échange. Enfin,
l’évolution de la balance commerciale est affectée instantanément par les innovations de
change, des termes de l’échange (qui ne traduisent donc que la variation des prix et non celle
du taux de change), et de la balance (représentant une variation des volumes échangés).
Nous pouvons également dans un second temps modifier l’ordre des deux premières
variables et supposer que :
∆t = A11 ( L )ε 1t
∆e = A21 ( L )ε 1t + A22 ( l )ε 2 t
∆b = A31 ( L )ε 1t + A32 ( L )ε 2 t + A33 ( L )ε 3 t
avec ε 1t l’innovation sur les termes de l’échange, ε 2 t l’innovation sur les taux de change et
ε 3t l’innovation sur la balance commerciale.
Dans ce cas, les réponses de la balance commerciale et des termes de l’échange ne
sont pas altérées par rapport à la situation précédente.
Nous présentons les fonctions de réponses des soldes commerciaux, des termes de
l’échange et des taux de change à un choc de change pour les Etats-Unis et le Japon; pour
ensuite, observer les réponses des soldes à un choc des termes de l’échange. La réponse des
termes de l’échange à un choc de change est particulièrement importante car elle va nous
permettre de déterminer si les firmes exportatrices américaines, japonaises et allemandes
16adoptent un comportement de pricing-to-market sur leurs marchés respectifs. Rappelons en
effet qu’une amélioration des termes de l’échange suite à une dévaluation de la monnaie
domestique illustre le fait que les firmes ne répercutent pas l’ampleur des variations de change
sur leurs prix de vente en monnaie de l’acheteur ; elles adoptent une stratégie de PTM.
De plus, en observant la réponse de la balance à une amélioration des termes de
l’échange, nous pourrons alors déterminer si l’adoption de comportements de PTM a un effet
néfaste sur la balance commerciale.
Nous présentons les résultats lorsque nous identifions les chocs dans le premier cas. Nous
définissons le choc de change par une augmentation de un point du taux de change (soit une
dévaluation de la monnaie domestique de 1 point.
17Figure n°1 : réponses du solde bilatéral allemand avec les Etats-Unis, des termes de l'échange et du taux de
change, à un choc de change mark-dollar
2,00
1,50
1,00
0,50
0,00
-0,50
Réponses des termes de l'échange
Réponses du solde commercial
Réponses du taux de change
-1,00
1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58
nombre de pas
Figure n° 2 : Réponses du solde bilatéral allemand, des termes de l'échange et du taux de change à un choc de
change mark-yen
2,00
1,50
1,00
0,50
0,00
-0,50
-1,00 Réponses des termes de l'échange
Réponses du solde commercial
Réponses du taux de change
-1,50
1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58
nombres de pas
18Les fonctions de réponse des soldes commerciaux bilatéraux allemands avec les Etats-
Unis et le Japon, ainsi que des termes de l’échange et des taux de change qui sont présentées
figures 1 et 2 permettent de souligner trois points.
Concernant la réponse du taux de change à un choc de change positif, nous observons
que le taux de change nominal suréagit dans le cas des Etats-Unis et du Japon. Un choc de
change de 1 point a un impact plus que proportionnel sur le change. Il apparaît de plus, que le
taux de change ne retrouve pas son niveau initial suite au choc de change. Ainsi, la
dévaluation du change entraîne une nouvelle baisse de la valeur de la monnaie de manière
persistante, comme l’ont montré Betts et Devereux (2000).
Par ailleurs, conformément aux conclusions de Betts et Devereux (2000) et Devereux
(1999), la dévaluation engendre une amélioration des termes de l’échange9. Autrement dit, les
prix à l’exportation ne baissent pas et/ou les prix à l’importation restent constants. Une telle
réaction illustre le phénomène de pricing-to-market. Cet effet est persistant. Les firmes
exportatrices allemandes, américaines et japonaises ne répercutent pas la totalité des
mouvements de change sur leurs prix de vente en monnaie de l’acheteur, de telle sorte que les
termes de l’échange s’améliorent à la suite d’une dévaluation de la monnaie domestique.
Enfin, nous observons que le solde commercial ne s’améliore pas à la suite de la
dévaluation. Le solde commercial bilatéral allemand avec le Japon et les Etats-Unis se
dégrade dans les premiers mois qui suivent la dévaluation mais il n’y a pas à terme d’effet
positif. Nous pouvons supposer qu’un tel phénomène résulte de l’amélioration des termes de
l’échange suite au choc de change. Toutefois il est nécessaire d’analyser les réponses des
soldes commerciaux à un choc des termes de l’échange pour tirer une telle conclusion, et ainsi
expliquer l’évolution de la balance commerciale allemande.
Pour confirmer l’idée selon laquelle un choc de change entraîne une amélioration des
termes de l’échange qui provoque une dégradation de la balance commerciale, nous allons à
présent observer l’impact d’un choc des termes de l’échange sur les soldes bilatéraux et les
taux de change. Nous pourrons alors déterminer si l’amélioration des termes de l’échange est
responsable de la dégradation du solde commercial allemand.
9
Les termes de l’échange augmentent moins que proportionnellement dans le cas du Japon mais presque
proportionnellement dans le cas des Etats-Unis. Un tel résultat illustre l’adoption de comportements de pricing-
to-market poussé à l’extrême. Betts et Devereux (2000) montrent que les termes de l’échange réagissent
proportionnellement à un choc de change si l’ensemble des firmes domestiques et étrangères adoptent une
stratégie de PTM. Ainsi, les firmes allemandes et américaines ne répercutent pas les mouvements de change sur
leurs prix de vente. Le comportement des firmes japonaises sur le marché allemand étant moins marqué.
19Figure n°3 : réponses du solde bilatéral allemand, des term es de l'échange et du taux de
change à un choc des term es d e l'échange entre l'A llem agne et les E tats-U nis
1,20
réponses du taux de change
1,00 réponses des termes de l'échange
réponses du solde commercial
0,80
0,60
0,40
0,20
0,00
-0,20
-0,40
1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58
nombre de pas
Figure n°4 : réponses du solde bilatéral allem and avec le Jap on, des term es de l'échange et du
taux de change, à un choc des term es de l'éch ange entre l'Allem agne et le Japon
1,20
Réponses des termes de l'échange
Réponse du solde commercial
1,00
réponses du taux de change
0,80
0,60
0,40
0,20
0,00
-0,20
-0,40
1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58
nom bre de pas
20Rappelons qu’une innovation des termes de l’échange est définie comme étant une
innovation des prix de vente car par construction l’innovation des termes de l’échange est
orthogonale à celle du change. Ainsi, un choc des termes de l’échange positif se caractérise
par l’augmentation des prix des exportations et/ou par la baisse des prix des importations.
Il apparaît qu’une amélioration des termes de l’échange conduit à une dégradation du
solde commercial, ce qui se comprend aisément. Une augmentation des prix des exportations
et/ou une baisse des prix des importations engendre une baisse des exportations et/ou un
accroissement des importations, provoquant ainsi une dégradation de la balance commerciale.
La variation des prix de vente est donc responsable de la dégradation de la balance
commerciale bilatérale allemande avec les Etats-Unis et le Japon. Or, nous venons de montrer
lors de notre estimation des fonctions de réponse des termes de l’échange à un choc de change
qu’une dévaluation du mark entraîne une amélioration des termes de l’échange. Ainsi, la
balance commerciale bilatérale allemande se dégrade suite à une dévaluation du fait de
l’amélioration des termes de l’échange. Les prix des exportations augmentent et/ou les prix
des importations diminuent parce que les firmes exportatrices adoptent un comportement de
pricing-to-market. Si elles répercutaient l’ampleur des mouvements de change sur leurs prix
de vente, les termes de l’échange se détérioreraient, et provoqueraient alors une amélioration
de la balance commerciale.
Les comportements de PTM affectent donc les mécanismes de transmission des chocs
de change sur la balance commerciale. L’effet est particulièrement marqué pour les Etats-
Unis, comme nous pouvions le supposer au vu des résultats des tests de causalité.
Nous observons de plus que l’amélioration des termes de l’échange engendre une
dépréciation du taux de change nominal du mark par rapport au yen et au dollar. L’effet est
plus important pour la parité mark-dollar.
Les firmes exportatrices américaines et japonaises adoptent un comportement de
pricing-to-market sur le marché allemand, comme leurs partenaires allemands sur leurs
propres marchés, car un choc de change induit une amélioration des termes de l’échange. Ce
phénomène provoque une dégradation de la balance commerciale allemande. Comme nous
l’avons supposé, la réaction des termes de l’échange et de la balance commerciale bilatérale
allemande avec les Etats-Unis est très forte. Un tel résultat montre qu’une part très importante
des firmes allemandes et américaines adopte une stratégie de pricing-to-market, d’une part, et
21que les volumes des importations et des exportations allemandes en provenance et à
destination des Etats-Unis sont très sensibles aux mouvements de prix, d’autre part.
Il est difficile de comparer nos résultats avec ceux de la littérature car peu d’études
récentes ont estimé les fonctions de réponse de la balance commerciale à un choc de change
ou à un choc des termes de l’échange. Seul Backus (1998) qui étudie le comportement de la
balance commerciale japonaise montre qu’une détérioration des termes de l’échange induit
une amélioration de la balance commerciale japonaise trois à quatre trimestres après le choc.
Toutefois cet auteur n’introduit pas dans son étude les chocs de change. Il suppose qu’une
appréciation du yen induit une détérioration des termes de l’échange, mais il ne réalise aucune
estimation empirique de cette relation.
Nous montrons lors de notre estimation empirique qu’il existe une relation négative
entre les termes de l’échange et la balance commerciale. Ainsi, il est vrai qu’une détérioration
des termes de l’échange entraînerait une amélioration de la balance commerciale bilatérale
allemand avec les Etats-Unis et le Japon. Mais, contrairement à ce que suppose Backus
(1998), une dévaluation n’engendre pas une dégradation des termes de l’échange.
Cette étude empirique nous a permis de révéler que les mécanismes de transmission
des chocs de change sur la balance commerciale sont affectés par l’existence de
comportements de pricing-to-market.
Nous avons par ailleurs observé que la réponse des soldes commerciaux aux chocs des
termes de l’échange dépend du pays étudié. Une amélioration des termes de l’échange induite
par l’adoption de comportements de pricing-to-market de la part des firmes exportatrices,
engendre une dégradation du solde commercial bilatéral entre l’Allemagne et ces pays.
CONCLUSION
Cette estimation empirique portant sur les relations bilatérales entre l’Allemagne, les
Etats-Unis et le Japon, montre que les firmes exportatrices adoptent un comportement de
pricing-to-market qui est à l’origine de la dégradation de la balance commerciale. Notre étude
a également montré que le taux de change nominal suréagissait à une dévaluation de la
monnaie domestique.
22L’adoption de comportements de pricing-to-market affecte donc sensiblement les
mécanismes de transmission des chocs monétaires sur la balance commerciale. Si de telles
stratégies de répercussion sont répandues, alors les bienfaits d’une dévaluation sur la balance
commerciale sont altérés. Il semble donc nécessaire de prendre en considération dans les
modèles de politique monétaire l’adoption de comportements de pricing-to-market.
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