DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ 1. Impact du désalignement du taux de change sur la compétitivité des entreprises marocaines Radouane BACHAR, Enseignant chercheur en économie, FSJES/LEA,Université Mohammed V de Rabat Résumé La compétitivité des entreprises marocaines a enregistré une contre-performance au cours de ces dernières années. Le taux de change a souvent été mis en cause, en raison de sa fixation par les autorités monétaires et son rattachement à un panier de devises. Dans cet article, nous évaluons les effets des désalignements du taux de change effectif réel sur la compétitivité des entreprises marocaines, pour la période allant de 1980 à 2014. À cet égard, nous nous servons d’abord d’un modèle de cointégration en Panel pour estimer le taux de change réel d’équilibre basé sur l’approche comportementale du taux de change d’équilibre, ce qui nous permet de déterminer les désalignements. Nous confectionnons ensuite un indice global de compétitivité pour les entreprises marocaines. Nous utilisons enfin la méthode des moments généralisés en Panel (GMM) pour estimer une équation réduite de la compétitivité comprenant les principaux déterminants de la compétitivité, auxquels nous ajoutons les désalignements concernés. Nos résultats suggèrent que les désalignements agissent négativement sur la compétitivité, en particulier les situations de surévaluation. Le gain lié à la sous-évaluation demeure faible et étroitement lié à l’écart relatif de productivité entre les pays. Toutefois, ce gain est quasiment nul dans le cas d’une sous-évaluation persistante du taux de change réel. Mots-clés : désalignements, indice de compétitivité, variables instrumentales, GMM en Panel. JEL Code : C23, C26, F31. The impact of exchange rate misalignment on Moroccan firms competitiveness Abstract The competitiveness of Moroccan business achieved against underperformance in recent years. The exchange rate has often been questioned, due to its location by the monetary authorities and its peg to a basket of currencies. In this article, we evaluate the effects of misalignment of the real effective exchange rate on the competitiveness of Moroccan firms for EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 295 PARTIE III the period 1980 to 2014. For this purpose, we first serve a Penel Cointegration model in order to estimate the real equilibrium exchange rate based on the exchange rate equilibrium behavioural approach, which allows us to determine misalignments. Then we design a global competitiveness index for Moroccan companies. Finally, we use the GMM method of Panel to estimate a reduced equation including traditional determinants of competitiveness, to which we add misalignments concerned. Our results show that misalignments act negatively on competitiveness, including the situation of overvaluation. The profit related to the undervaluation remains weak and closely related to the relative variation of countries’ productivity. However, this profit is almost null in the case of an undervaluation persistence of real exchange rate. Key words: Misalignment, Competitiveness Index, instrumental variables, Panel GMM. 296 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Introduction Un taux de change réel qui est de façon générale aligné sur sa valeur d’équilibre constitue un élément important du cadre macroéconomique et de compétitivité extérieure de tout pays. Si les taux de change réels connaissent un désalignement persistant, ils peuvent entraîner une mauvaise allocation des ressources entre le secteur des biens échangeables et celui des biens non échangeables, ainsi qu’un impact négatif sur la dynamique du marché du travail (Edwards, 1988, 1989, Dornbusch, 1988, Cottani, et alii., 1990, Ghura et Grennes, 1993). La réduction de la compétitivité extérieure imputable à des taux de change surévalués freine les exportations, la demande globale, la croissance et la création d’emplois (Ruta et Auboin, 2012, et Béreau et alii, 2009). Outre les implications à plus long terme, le désalignement du taux de change réel peut entraîner des pressions inflationnistes et même déclencher des attaques spéculatives (Jongwanich, 2009). Lors de la fixation de leurs politiques de change, les pays doivent également mettre en équilibre leurs objectifs en matière de compétitivité et de stabilité macroéconomique. Au Maroc, les questions de désalignement des taux de change réels se sont posées pendant un certain temps, en raison du taux de chômage élevé dans ce pays, de la stagnation de ses parts des exportations mondiales et de la faible diversification de ses exportations. La compétitivité extérieure est devenue plus pertinente encore, suite à la crise financière mondiale et au lendemain des soulèvements de 2011, la croissance inclusive et la création d’emplois occupant à nouveau la première place dans l’agenda économique de ce pays. En donnant des signaux exacts aux producteurs, le taux de change réel peut aider à créer des emplois compétitifs grâce aux exportations. Il peut également aider à réduire certaines inégalités, en augmentant le rendement marginal des travailleurs. Pour être efficace, le taux de change réel aligné doit être complété par d’autres politiques macroéconomiques saines et un environnement commercial favorable. Dans cet article, nous évaluons les effets des désalignements du taux de change effectif réel (TCER) sur la compétitivité des entreprises marocaines, pour la période allant de 1980 à 2014. Pour ce faire, nous nous servons d’abord d’un modèle de cointégration en Panel afin d’estimer le taux de change réel d’équilibre à partir de l’approche dite comportementale du taux de change d’équilibre et déterminer les désalignements. Le panel estimé sera constitué de cinq pays, dont le Maroc, à savoir l’Algérie, la Tunisie et la Turquie, pays de la région MENA, ainsi que la France, principal partenaire commercial du Maroc. Nous confectionnons ensuite un indice global de compétitivité pour les entreprises marocaines. Nous utilisons enfin la méthode des moments généralisés en Panel pour estimer une équation réduite de la compétitivité comprenant les déterminants traditionnels de cette dernière, auxquels nous ajoutons les désalignements concernés. La première partie de l’article est consacrée au calcul des différentes séries de désalignements du Panel étudié. La deuxième partie estime ensuite l’Indice Global de Compétitivité. La troisième EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 297 PARTIE III partie est dédiée quant à elle à l’évaluation de l’impact des désalignements sur la compétitivité. I. Détermination des désalignements 1. L’approche retenue Dans la littérature économique, les analyses effectuées sur le taux de change réel d’équilibre se basent sur deux approches théoriques distinctes : l’approche dite fondamentale (Williamson, 1994) et l’approche dite comportementale (Clark et MacDonald, 1998). L’approche fondamentale est utilisée généralement pour un objectif de politique macroéconomique et insiste sur les composantes de politique économique qui influencent les variations de court terme du taux de change réel. L’approche comportementale, en revanche, a une utilité secondaire pour la politique économique et insiste sur les déterminants macroéconomiques de long terme du taux de change réel. Cette approche ne cherche pas à déterminer le niveau du taux de change réel d’équilibre compatible avec les équilibres externe et interne, mais les déterminants de long terme du taux de change réel. Dans le cadre de ce travail, l’estimation du taux de change d’équilibre réel (TEER) se fait en référence à l’approche dite « comportementale » étant donné que notre objectif est de déterminer les variables macroéconomiques susceptibles d’influencer le taux de change réel à long terme pour les cinq pays du modèle, en l’occurrence le Maroc, la Tunisie, l’Algérie, la Turquie et la France. A cet égard, le modèle de base s’inspire des travaux d’Emre et al. (2000)170, où l’équilibre simultané de la balance courante et du marché des biens non échangeables est réalisé. Le taux de change d’équilibre TEER est déterminé comme étant le prix relatif qui assure à la fois l’équilibre externe et l’équilibre interne. On peut le définir en fonction comme suit171 : Le niveau d’équilibre du taux de change réel est donc fonction des termes de l’échange (Tot), du taux d’ouverture (Open), des dépenses publiques (DP) et de la productivité de la main d’œuvre locale (Prod). Les variables172 de l’équation (1) constituent les fondamentaux du taux de 170  Ce modèle s’inscrit dans la lignée des travaux d’Edwards (1993). 171  L’équation du taux de change d’équilibre a été inspirée du modèle de base d’Emre et al. (2000) et développée par cet article dans un modèle spécifique à l’économie marocaine (pour plus de détail voir IJEF Vol. 4, No. 1, 2014, pp.128-131). 172  Sources de données : Ministères des Finances, HCP, Banque Mondiale et la Base CHELEM construite et mise à jour par le CEPII, Paris. 298 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ change réel d’équilibre de longue période et sont toutes exprimées en logarithmes. Au regard de ces éléments, nous retiendrons le modèle TEER suivant : Avec i et t respectivement les indices pays et temps, les paramètres à estimer, et représentent respectivement l’effet spécifique pays et le terme d’erreur. Tout d’abord, en ce qui concerne les termes de l’échange, leur variation génère des effets de substitution inter-temporelle et intra-temporelle ainsi que des effets de revenu173 (Eita et Sichei, 2006). L’effet net sur le TCR d’équilibre est incertain et ne peut pas être connu a priori à cause de l’existence de ces deux effets (Aliyu, 2007). Il dépend de l’effet qui domine : si l’effet revenu l’emporte sur l’effet de substitution, l’amélioration des termes de l’échange conduit à l’appréciation TCER (AlShehabi et Ding 2008, Bogoev et alii. 2008, Domaç et Shabsigh, 1999). L’effet de substitution est lorsque les importations deviennent moins chères que les biens non-échangeables, la consommation des biens non-échangeables décroit et le prix des biens non échangeables baisse pour absorber l’offre excédentaire des biens non échangeables. En conséquence le TCRE se déprécie (De Gregorio et Wolf, 1994). Ensuite, la prise en compte de la variable ouverture commerciale (Open) tient au fait qu’un changement de politique commerciale d’un pays vers une plus grande libéralisation affecte le TCR. L’ouverture commerciale a deux effets opposés sur le TCR. Lorsque les mesures de libéralisation commerciale se renforcent (une réduction tarifaire), les prix intérieurs des importations qui constituent une partie des biens échangeables baissent. Cela entraîne une diminution des prix des biens échangeables. Ce qui, en conséquence, donne une appréciation du TCR. Cependant, selon Goldfajn et Valdes (1999), IEQ (2003) et Drine et Rault (2005), une libéralisation commerciale plus importante conduit à une dépréciation du TCR car elle permet l’augmentation des échanges et la convergence des prix. Pour ce qui est de la dépense publique, l’impact sur le TCR est ambigu et dépend de la composition sectorielle des dépenses (Edwards, 1989). Si les dépenses du gouvernement sont plus importantes dans les biens échangeables, la demande d’importations augmente. Ce qui se traduit par un déficit commercial qui se manifeste par une dépréciation réelle du taux de change afin de maintenir la balance extérieure (Cerra et Saxena, 2002). Alternativement, lorsque l’augmentation des dépenses publiques porte principalement sur des biens non échangeables, une pression est exercée sur le prix relatif des biens non échangeables, ce qui apprécie par la suite le TCR. En conséquence, les pays ayant plus de dépenses publiques dans les biens 173  L’effet revenu est lorsque le revenu intérieur augmente, l’amélioration des termes de l’échange va accroître la demande pour les biens non échangeables, en provoquant une nouvelle augmentation des prix afin de rétablir l’équilibre du marché (Guillaumont et Hua, 2002). EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 299 PARTIE III non échangeables connaîtront aussi probablement une appréciation de leurs devises, si ces dépenses ne se traduisent pas par une augmentation des importations (Froot et Rogoff, 1991). S’agissant enfin de la variable Prod, il est retenu dans le modèle comme proxy pour capter l’effet Balasa-Samuelson qui s’intéresse à l’évolution de la productivité du secteur des biens échangeables comparativement à celui des biens non échangeables. Théoriquement, Il faut s’attendre en effet que le coefficient relatif à la variable « Prod » soit négatif car le développement économique s’accompagne d’un écart croissant entre la productivité relative dans le secteur des biens échangeables, ce qui se traduit par une appréciation réelle du taux de change. Compte tenu de l’indisponibilité des données sur la productivité pour l’ensemble du Panel étudié, cette variable a été approximée par le ratio : main d’œuvre totale sur le PIB. 2. La démarche économétrique et les résultats L’équation (2) représente les fondamentaux adoptés pour l’évaluation du TEER à long terme. Cette équation sera estimée à l’aide d’un modèle de cointégration en Panel constitué des cinq pays considérés. La détermination du taux de change d’équilibre pour chaque pays du modèle permettra par la suite de calculer les degrés de désalignement des devises concernées. A ce titre, il convient de rappeler que le désalignement est calculé comme l’écart entre le TCER observé et le TEER estimé, sur la base de la situation d’équilibre des fondamentaux économiques retenus (Arberola 2003). Néanmoins, afin de calculer le taux de change d’équilibre du long terme, on aura besoin d’évaluer les valeurs soutenables des variables fondamentales. A cet égard, nous adoptons le filtre HP (Hodrick and Presscott, 1997) pour extraire la composante permanente des déterminants du TCR du modèle et calculer par conséquent le TEER estimé. Ainsi, dans le cadre de cette section, nous testons d’abord la présence de racines unitaires dans les différentes séries étudiées. Ensuite, nous testons les relations de cointégration entre le taux de change réel et ses fondamentaux. Enfin, nous estimons les paramètres de long-terme qui seront utilisés pour le calcul du taux de change d’équilibre et par conséquent les désalignements. a. Tests de racine unitaire Nous testons l’hypothèse de racine unitaire contre l’hypothèse alternative de stationnarité. Le test de stationnarité en Panel de Livin, lin et Chu174 (2002), appliqué sur les fondamentaux du modèle nous fournit les résultats résumés dans le tableau 1. 174  Ces tests de première génération en Panel utilisent la forme d’hétérogénéité la plus simple basée sur l’existence de constantes spécifiques à chaque individu mais conservant l’hypothèse d’homogénéité des autres paramètres du modèle et en particulier de la racine autorégressive. 300 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Tableau 1. Test de racine unitaire en Panel de Livin, lin et Chu (2002) 175 Variables en niveau Variables en première différence constante Constante et Constante Constante et Conclusion tendance tendance tcr175 -0.39 (0.27) -1.06 (0.14) -5.79 (0.00) -4.87 (0.00) I(1) tot 1.23 (0.88) -1.68 (0.95) -6.22 (0.00) -4.22 (0.01) ** I(1) prod 0.50 (0.69) -0.80 (0.20) -13.07 (0.00) -12.01 (0.00) I(1) dp -0.32 (0.45) -0.96 (0.16) -16.41 (0.00) -17.16 (0.00) I(1) open -1.23 (0.11) -2.87 (0.75) -9.27 (0.00) -8.08 (0.03) ** I(1) ** degré de significativité au seuil de 5%. Note : Les tests ont été appliqués sur les variables en niveau. Le modèle avec constante et tendance individuelle a été utilisé. Les chiffres entre parenthèse représentent les probabilités associées aux différentes statistiques des tests. D’après les résultats obtenus, on constate la présence d’une racine unitaire dans toutes les variables étudiées (non stationnarité en niveau). Ainsi, on peut conclure à la stationnarité des séries en première différence. On retient donc que les variables sont intégrées d’ordre 1 et il est alors possible de tester si celles-ci sont liées par une relation de long terme. b. Tests de cointégration En règle générale, l’estimation d’une relation de cointégration entre le taux de change réel effectif et ses fondamentaux doit permettre de spécifier une équation d’équilibre de long terme du taux de change réel, à partir de laquelle on déduira les désalignements. Dans le cadre de ce travail, nous appliquons les tests de cointégration de Pedroni qui prennent en considération l’hétérogénéité par le biais de paramètres qui peuvent différer entre les individus. Ainsi, sous l’hypothèse alternative, il existe une relation de cointégration pour chaque individu même si les paramètres de cette relation ne sont pas nécessairement les mêmes pour chacun des individus du panel. La prise en compte d’une telle hétérogénéité constitue un avantage certain puisqu’en pratique, il est rare que les vecteurs de cointegration soient identiques d’un individu à l’autre du panel. L’application des tests nécessite au préalable d’estimer la relation de long terme, spécifiée au niveau de l’équation (2). Pour ce faire, il faut commencer tout d’abord par la détermination du nombre de retards optimal à inclure dans le modèle. Les conclusions des tests effectués à ce titre ont conduit à retenir une spécification à un retard d’ordre 2, choisi sur la base du critère d’information (AIC). Ensuite, Pedroni (1995, 1997) propose sept tests : quatre basés sur la dimension « within » 175  Les variables en minuscule représentent le logarithme népérien des variables en majuscule. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 301 PARTIE III (intra) et trois sur la dimension «  between  » (inter). Les deux catégories de tests postulent l’hypothèse nulle d’absence de cointégration : πi = 1, πi désignant le terme autorégressif des résidus estimés sous l’hypothèse alternative. Ces deux catégories de tests se distinguent par la spécification de l’hypothèse : • Pour les tests basés sur la dimension intra, l’hypothèse alternative s’écrit : πi =π<1 • Pour les tests basés sur la dimension inter, l’hypothèse alternative s’écrit : πi <1. Le test basé sur la dimension inter est plus général dans la mesure où il autorise la présence d’hétérogénéité entre les individus sous l’hypothèse alternative. Les résultats des différents tests sont récapitulés dans le tableau 2. Tableau 2. Résultats des tests de cointégration de Pedroni Hypothèse alternative : Coefficients communs AR (modèle intra-individuel) Statistic Prob Weighted Stat Prob V-Stat 0.09 0.523 1.24 0.891 Rho-Stat 1.58 0.968 2.12 0.434 PP-Stat -0.38 0.436 -4.27 0.571 ADF-Stat -2.56 0.002* -1.47 0.001* Hypothèse alternative : Coefficients AR individuels (modèle interindividuel) Statistic Prob Rho-Stat -3.52 0.001 - - PP-Stat -4.42 0.003** - - ADF-Stat -2.23 0.001* - - *Significativité au seuil de 1%, **Significativité au seuil de 5%. Au total, quatre des sept tests proposés par Pedroni montrent la présence d’une relation de cointégration. Eu égard au fait que les individus du modèle sont hétérogènes, nous privilégions ici les tests basés sur la dimension inter (between) ce qui nous amène à valider la présence de cointégration entre le taux de change et ses fondamentaux. Il est à présent possible d’estimer une relation de cointégration entre les fondamentaux et le taux de change du modèle. c. Taux de change d’équilibre et désalignements Afin d’évaluer les relations de long terme entre le taux de change et les fondamentaux, nous comptons sur la méthode des moindres carrés modifiés ou Fully-modified (FMOLS) proposée par Pedroni (1999, 2004). L’avantage de la procédure d’évaluation de FMOLS par rapport à d’autres techniques telles que la méthode PMG (pooled mean group estimator) proposée par Pesaran et Al (1999) et la méthode des moindres carrés ordinaires dynamiques (DOLS) développée par Kao 302 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ et Chiang (2000) est qu’elle permet de tenir compte de l’hétérogénéité à court terme pour chaque individu du Panel. Le vecteur de cointégration obtenu est montré dans le tableau 3. Les résultats de l’évaluation de cointégration du panel (le tableau  3) semblent relativement compatibles à la littérature théorique et empirique. En effet, tous les coefficients long-terme du modèle sont fortement significatifs (au niveau de significativité de 5 %), montrant les signes prévus selon la théorie. En plus de l’importance statistique de nos paramètres, on s’est intéressé à leur impact économique, particulièrement en pensant aux effets des politiques économiques sur le TEER. En particulier, ces résultats prouvent que l’écart de productivité contribue aux variations à long terme du taux de change d’équilibre. En effet, une amélioration de la productivité du facteur travail dans les pays du modèle de l’ordre de 10 % entraine une appréciation du TCER d’environ 11,2  %. Le coefficient des dépenses publiques (en  % du PIB) est positif et statistiquement significatif. En effet, un choc positif sur la dépense publique engendre une appréciation à long terme du TCER, ce qui confirme notre attente qu’une hausse de la demande globale des biens non échangeables conduit à l’augmentation de leurs prix relatifs par rapport aux prix des biens échangeables. Une augmentation de la dépense publique est associée à une appréciation du TCER. Une augmentation de 10 % des dépenses du gouvernement au rapport de PIB appréciera le TCER d’environ 3.6 %. Les coefficients négatifs correspondant aux variables de l’ouverture commerciale et des termes de l’échange indiquent que la libéralisation commerciale causera une dépréciation de TCER de 2.2 % et qu’une amélioration des termes de l’échange entrainera une baisse du taux de change de l’ordre de 4.3 % (c’est l’effet substitution qui l’emporte sur l’effet revenu). Tableau 3. Résultats d’estimation FMLOS du vecteur de cointégration176 Variable dépendante : tcer Coefficient Prob tot -0.43 0.002 open -0.22 0.005 prod 1.12 0.004 dp 0.36 0.001 L’estimation du taux de change réel d’équilibre de long terme par le filtre HP, utilisé pour le calcul des valeurs soutenables du taux de change d’équilibre, nous permet de calculer l’écart relatif existant entre les taux de change réels, observé et d’équilibre, nous obtenons une mesure 176  La validation du modèle VECM a été vérifiée à travers le calcul de la statistique Q de Ljung –Box. Cette statistique a confirmé l’absence d’autocorrélation entre les résidus de l’équation de cointégration pour un retard h=16. En effet, ce test a dégagé une probabilité de 0.402>0.05, donc l’hypothèse de bruit blanc acceptée. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 303 PARTIE III de désalignement réel courant. Cela peut être mesuré par la formule suivante : Ω = TCER - TEER Avec Ω, TCER et TEER représentent respectivement l’indicateur de désalignement, taux de change réel observé et le taux de change réel d’équilibre. Selon la formule de l’indicateur de désalignement, trois cas de figure se présentent : • si Ω est positif, le taux de change réel est surévalué ; • si Ω est négatif, le taux de change réel est sous-évalué ; • si Ω est nulle le taux de change réel est aligné. Le Figure1 représente l’évolution des désalignements du taux de change d’équilibre dans les cinq pays sélectionnés par le modèle. 304 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE  DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Figure 1. Calcul des désalignements du TCER pour les 5 pays du modèle (1980-2014) Source : calcul de l’auteur EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 305 PARTIE III Nous observons une alternance entre les périodes de surévaluation et de sous-évaluation au cours de la période de l’étude. La détermination du désalignement du TCER au niveau du modèle confirme cette évolution pour les pays du panel. En effet, à l’exception de la France pour laquelle l’estimation laisse apparaitre une stabilité relative dans les fluctuations à terme de son TCER (-0.042 en 1980 contre 0.023 au milieu des années 1990), nous remarquons une certaine persistance dans les situations de désalignements des autres pays du modèle, pour des périodes plus au moins longues et avec des degrés différents. Cette situation de persistance des désalignements peut être considérée parfois comme indicateur de crise potentielle, avec des conséquences néfastes sur l’économie. Nous constatons en effet que l’ampleur des désalignements est beaucoup plus importante en Algérie et en Turquie comparativement au Maroc et à la Tunisie. Pour le cas de l’Algérie, le TCER a connu dans les années 1980 une surévaluation soutenue (de 1982 à 1987) suite à la forte baisse du prix de pétrole en 1980. La fin des années 1980 et le début des années 1990 ont été toutefois marqués par persistance à la baisse du Dinar algérien suite à l’amélioration des prix de pétrole. L’adoption de plus de mesures de libéralisation et le maintien des prix du Brent à des niveaux relativement élevés vont contribuer par la suite à la baisse des désalignements durant les années 2000. Concernant, la Turquie, une période de sous- évaluation a persisté pour 10 ans (de 1986 à 1997). Cette période a été suivie d’une période plus ou moins stable (1998 à 2002) suite à l’adoption de plus de libéralisation de l’économie. Par la suite, les désalignements ont connu à partir 2003 une surévaluation persistante expliquée par la crise de change des années 2000 et l’aggravation du déficit courant, situation qui a commencé à se rétablir au début des années 2010. Pour la Tunisie, le niveau des désalignements demeure faible malgré son caractère persistant dans les années 2000. Au Maroc (pays objet de l’étude), la surévaluation a duré 4 ans à partir de 1980, mais son ampleur est faible et son maximum est atteint la veille de l’adoption du programme d’Ajustement Structurel (1982 avec un taux de 18  %). Durant cette période, la politique active de taux de change des autorités marocaines a eu pour effet une dépréciation graduelle du dirham (de 1984 à 1986) et une sous-évaluation importante du TCR durant les années 1987-1989 suite à la détérioration des termes de l’échange ayant causé une aggravation du déficit commercial, ce qui a conduit les autorités marocaines à la décision de dévaluation du dirham en mai 1990 de 9,25 % afin de soutenir la compétitivité du secteur d’exportation et d’améliorer le profil de la balance des paiements. La période allant des années 1990 à fin 2000 a été marquée par une alternance des périodes de sous-évaluation et de surévaluation et les autorités monétaires ne sont pas intervenues pour modifier la valeur du dirham si ce n’est la consolidation des devises de la zone Euro au début de 1999 avec l’introduction de la monnaie unique européenne ; ce qui a permis au Dirham d’atteindre sa valeur d’équilibre en 1999 (désalignement = 0,02). A partir de 2001 (année de réaménagement du panier de devises par les autorités marocaines), 306 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ une période de sous-évaluation a persisté jusqu’à la fin de l’année 2010 où le Dirham a commencé à s’enrouler autour de sa valeur d’équilibre (désalignement = 0,04) ; néanmoins en 2011 une légère surévaluation réapparaît (de 6 % environ) ce qui permet de remarquer que les déviations du taux de change du Dirham par rapport à sa valeur d’équilibre ont un caractère persistant (surévaluation persistante durant les années 1980 et sous-évaluation persistante sur 10 ans allant des années 2001 à 2010). II. Estimation de l’Indice Global de Compétitivité (IGC) Dans le cadre de ce travail, un Indice Composite de compétitivité sera estimé à partir d’un certain nombre d’indicateurs reflétant le niveau de compétitivité des entreprises marocaines. La même démarche d’estimation sera ensuite adoptée pour mesurer la compétitivité des autres pays du modèle. Une comparaison des différents indices estimés sera enfin menée pour évaluer le potentiel compétitif du Maroc par rapport au panel étudié. 1. Formulation de l’indicateur L’indice composite évalué par cette étude prendra en considération l’ensemble des éléments influant directement ou indirectement la compétitivité des exportations marocaines, en se basant d’une part sur les déterminants de la compétitivité internationale177 et d’autre part, sur des facteurs spécifiques à l’économie marocaine. Les variables retenues dans l’étude sont les suivantes178 : • Part des Droits de Douanes dans les importations de biens et services (% DD dans les importations)  : indicateur de compétitivité prix donnant une idée sur la nature de la politique commerciale du Maroc ; • Le taux de croissance du PIB (CRPIB) : indicateur de compétitivité prix captant l’effet de productivité des facteurs de production ; • Formation Brute de Capital Fixe en % du PIB (FBCF en % du PIB)  : indicateur de compétitivité structurelle, elle permet de mesurer l’effort d’investissement constitue un facteur déterminant dans la création d’avantages comparatifs dynamiques et la captation de phénomènes d’économie d’échelle et de rendements croissants ; • Flux des Investissements Directs Etrangers (IDE) : indicateur de compétitivité structurelle, 177  Les déterminants développés par le Forum Economique Mondial et l’institution Internationale de Management qui adoptent des indicateurs économiques basés sur l’efficacité de l’appareil productif et la qualité des institutions. 178  Les données statiques relatives à ces variables, pour l’ensemble des pays du modèle, sont extraites des bases de données de la CNUCED et de l’EUROSTAT. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 307 PARTIE III donnant une idée sur le potentiel d’attractivité du pays ; • Indice du Développement Humain (IDH) : indicateur de compétitivité structurelle, pour introduire le niveau du pays en matière de développement de son capital humain ; • Dépenses Publiques Totales dans l’Education en % du PIB (DPE en % du PIB) : variable de contrôle pour capter l’effort consenti par le pays pour la formation ; • Indice des Réformes Structurelles (IREF) : variable proxy utilisée pour prendre compte l’ensemble des réformes introduites depuis 1980 et qu’elles ont un impact direct sur la compétitivité (adoption d’un système binaire (0,1). Après avoir déterminé les différents facteurs entrant dans la composition de l’indice, il ne nous reste plus qu’à agréger les variables utilisées en un seul indicateur composite qui ait la propriété d’être un bon résumé de l’information contenu dans ces variables et d’estimer ensuite les coefficients de pondération de notre indicateur. 2. Détermination des coefficients de pondération Ce sont les valeurs issues de la détermination de ces coefficients qui vont permettre le calcul effectif de notre indicateur pour l’année d’étude. Il faut déjà admettre qu’il existe plusieurs méthodes de détermination de ces coefficients. Ces différentes méthodes peuvent être classées en deux groupes : les méthodes basées sur les faits et celles basées sur l’opinion ou le choix de l’utilisateur. La méthode adoptée par ce travail est celle basée sur les faits. Il s’agit en effet de la technique de l’Analyse de la composante principale179 (ACP) qui est employée pour la construction de l’indice composite de compétitivité proposé par cet article. Le nouvel indice de compétitivité proposé par cette étude est construit à partir de la première composante de l’analyse des données. Cette seule variable est utilisée pour résumer la totalité des informations de la matrice originale. Le tableau  4 montre que ce premier axe explique 56,64  % de la variance totale de l’échantillon pendant la période, ce qui justifie pleinement l’utilisation de cette seule composante pour la construction de l’indice. 179  Il s’agit d’une technique largement répandue et une des plus utilisées dans l’analyse multi-variée des données. Par ailleurs, cette méthodologie est une des plus anciennes de l’analyse statistique multi-variée, étant introduite initialement par Pearson (1901) et Hotelling (1933). 308 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Tableau 4. Variance totale expliquée (méthode d’extraction de l’ACP) Valeurs propres initiales Somme des carrés des facteurs retenus pour la rotation Composante Total % de la % cumulés Total % de la % cumulés variance variance 1 3,965 56,644 56,644 3,964 56,626 56,626 2 1,116 15,942 72,586 1,117 15,959 72,586 3 0,926 13,223 85,809 4 0,424 6,058 91,867 5 0,309 4,410 96,277 6 0,202 2,880 99,157 7 0,059 0,843 100,00 L’indice composite de compétitivité est calculé à partir d’une transformation linéaire des anciennes variables. Pour avoir la meilleure représentation possible de la matrice des données, les coefficients de pondération de chacune des variables sont estimés de façon à maximiser la variance de la première composante, la somme de leurs carrés étant contrainte à égaliser l’unité. Les coefficients de pondération sont présentés dans le tableau 5. Tableau 5. Coefficients de pondération de l’Indice de Compétitivité 180 DPE en % DD FBCF en Variables % du IDH dans les IDE CRPIB IREF % du PIB PIB importations Coefficients de pondération (1ère 0,959 0,815 0,924 -0,874 0,861 0,109 0,102 composante)180 Le pouvoir explicatif de la première composante du modèle est de 56,64%. Malgré l’éloignement de l’unité, la quantité élevée de variables sélectionnées et leur hétérogénéité justifie pleinement l’utilisation de cette composante seule pour la condensation des informations et la construction de l’indice, sans que la perte d’informations soit significative. L’application de la méthode ACP a permis de calculer un indice composite dont la tendance d’évolution est exprimée sur le Figure2. 180  La somme des carrés des coefficients de pondération est égale à l’unité. Le pouvoir d’explication indique la part de la variance totale expliquée par la première composante. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 309 PARTIE III Figure 2 : Evolution de l’indice global de compétitivité pour le Maroc Source : calcul auteur Par construction, un indice supérieur à 0,10 marque de périodes de gain en termes de compétitivité. En revanche, un Indice de compétitivité inférieur à cette valeur marque des périodes de sous-compétitivité de l’économie marocaine. L’analyse montre que les périodes de sous-compétitivité sont caractérisées par un faible niveau de croissance économique dû à la faible productivité des facteurs de production ainsi qu’un volume faible des Investissements Directs Etrangers. En outre, il a été constaté que la FBCF a un effet positif significatif sur la compétitivité ; c’est ainsi que l’effort d’investissement consenti par le Maroc ces dernières années a des conséquences positives sur le potentiel de performance des entreprises marocaines. Les coefficients dégagés par cette étude seront utilisés pour l’estimation des Indices de compétitivité des autres pays retenus par le modèle. La tendance d’évolution de ces indices en comparaison avec le cas marocain peut s’exprimer sur le Figure 3. 310 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Figure 3 : Evolution des Indices de compétitivité par pays Source : calcul auteur Ainsi, tel qu’il ressort de la Figure ci haut, l’économie marocaine demeure moins compétitive par rapport aux autres économies de l’échantillon en raison notamment du faible niveau de productivité et du manque d’intensité technologique dans les produits marocains destinés à l’exportation mondiale. Néanmoins, le Figure précité permet de constater que le Maroc a regagné en termes de compétitivité durant ces dernières décennies, ce qui lui a permis de faire mieux que l’Algérie, pays dont le niveau de compétitivité a commencé à se dégrader à partir de l’année 2008. Soulignons enfin que les résultats de cette analyse sont conformes aux estimations effectuées par d’autres études, en l’occurrence celles publiées par le forum économique mondial et l’institution mondiale de Management. III. Mesure des effets des désalignements sur la compétitivité L’analyse ici a pour but de déterminer l’impact des désalignements sur la compétitivité en faisant recours à la méthode des moments généralisés en Panel. À cet effet, nous présenterons d’abord le modèle. Ensuite les tests et les résultats. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 311 PARTIE III 1. Présentation du modèle La relation de détermination de la compétitivité est inspirée de la littérature économique, notamment du modèle fondateur d’Armington (1969). Elle est donnée par l’équation suivante : Avec IC l’indice global de compétitivité (i, pays et t, période), MIS les Désalignements de taux de change réel, Z les déterminants classiques de la compétitivité représentés par les variables BC le solde de la balance commerciale, PCI l’indice des prix à la consommation, TOT les Termes de l’échange, TOUV le taux d’ouverture et GD le taux de croissance du PIB. Concernant les variables et 𝑣t, ils constituent respectivement les effets spécifiques pays et temporel. La variable est le terme d’erreur de l’équation de référence. La littérature empirique classique fonde, souvent, son analyse sur les différences de prix pour étudier l’évolution des performances commerciales des pays (Gaulier et alii, 2002 ; Bessone et Heitz, 2005 ; Deruennes, 2006 ; BCE, 2006 ; Artus et Fontagné, 2006). En effet, à plus court terme, la compétitivité d’un pays s’exprime principalement par l’évolution de ses prix relatifs (CEPII, 1998). Cependant, l’accroissement des parts de marché mondiales d’une industrie nationale donnée va résulter à la fois de la conjoncture dans les pays partenaires les plus proches et de sa compétitivité prix. Cela signifie que la compétitivité d’un pays va être plus ou moins forte selon le dynamisme par produit de la demande internationale. Ainsi, selon ces études classiques, l’évolution des exportations d’un pays va dépendre de la demande mondiale qui lui est adressée et de sa compétitivité prix sur le marché mondial. Ces études empiriques sont dérivées du modèle fondateur d’Armington (1969). De notre part, nous avons insisté dans notre modèle sur les variables qui reflètent la compétitivité prix par pays (indice des prix à la consommation et les termes de l’échange), en ajoutant des variables à caractère structurel comme la productivité (mesurée par le taux de croissance du PIB) et le taux d’ouverture. Il importe de noter que toutes les variables considérées dans l’équation sont exprimées en pourcentages à l’exception du solde de la balance commerciale et de la série des désalignements, lesquels comportent des valeurs négatives. En outre, l’équation est affinée par la prise en compte de la nature du désalignement (surévaluation ou sous-évaluation) et de l’ampleur de celui-ci dans la détermination de la compétitivité. Ainsi, le désalignement est décomposé respectivement en sous-évaluation notée « SOUV », et en surévaluation notée « SURV ». Cette décomposition elle- même est introduite dans l’équation en lieu et place de la variable désalignement (mis), à travers une variable indicatrice Dt, qui prend la valeur 1 dans le cas d’une surévaluation et la valeur 0 sinon. Ainsi, nous définissons les deux nouvelles variables de la façon suivante : 312 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ La nouvelle équation obtenue s’écrit alors : Précisons que la variable SURV (respectivement SOUV) prend une valeur positive (respectivement négative) dans le cas d’une surévaluation (respectivement sous-évaluation) du TCER, et prend la valeur 0 si les deux cas précédents ne sont pas exposés. La technique employée pour l’estimation des équations (1) et (2) est la méthode de moments généralisés (GMM) de Hansen (1982), en raison de la constatation d’un problème d’endogéneité au niveau des équations d’estimation de la compétitivité. C’est une méthode indiquée pour obtenir des estimateurs fiables dans le cas où se pose ce problème d’endogénéité entre variables explicatives. Rappelons qu’un tel problème apparaît lorsqu’une variable explicative est corrélée avec le terme d’erreur et peut, par conséquent, être considérée comme une variable endogène, notamment lorsque la variable dépendante cause au moins une des variables explicatives, ou qu’une variable explicative importante est omise dans le modèle, ou encore lorsqu’une ou plusieurs variables explicatives sont sujettes à des erreurs de mesure. Dans le cas présent, l’existence de quelques variables explicatives entant que composante de l’Indice de compétitivité (variable endogène), conduit à faire l’hypothèse d’endogénéité d’au moins une des variables explicatives. Par conséquent, l’estimateur des moindres carrés n’est pas fiable. La GMM permet de pallier ce problème en proposant de définir un vecteur de variables instrumentales observables qui est fortement corrélé avec le vecteur des variables explicatives, mais qui est indépendant du terme d’erreur181. La mise en place de la méthode des GMM s’effectue en utilisant la procédure (XTABOND)182 sur le logiciel (STATA). Le modèle sera estimé par la méthode des moments généralisée en système et en deux étapes. Dans le but de choisir la meilleure spécification de modèle, nous avons examiné plusieurs spécifications suivant différentes hypothèses concernant l’endogéneité des variables. Le panel étudié sera constitué de 5 pays dont le Maroc. Il s’agit de l’Algérie, la Tunisie, la Turquie, pays à niveaux de développement comparables. En plus de la France, principal partenaire commercial du Maroc. 181  C’est « la condition des moments » ou « condition d’orthogonalité ». 182  Pour plus de détails, Roodman, D. (2006), page 54. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 313 PARTIE III 2. Les tests et les résultats a. Les tests préliminaires Nous effectuons d’abord les tests de racines unitaires en Panel183 afin de tester la présence de racine unitaire dans les données utilisées. En ce qui concerne les données, nous utilisons le solde de la balance commerciale, l’indice des prix à la consommation, les Termes de l’échange, le taux d’ouverture et le taux de croissance du PIB. Ces statistiques sont extraites de la base de données de la Banque Mondiale et le FMI. Le tableau 8 présentant les résultats (voir en annexe) montre que le test de Hadri (2000) confirme que la pré-condition de présence de racines unitaires pour le Panel étudié en niveau est respectée et que les variables du modèle sont toutes stationnaires en différence première, ce qui indique que notre modèle pourra être estimé dans des meilleures conditions. Nous procédons ensuite au test de l’hypothèse d’endogénéité. Le test largement utilisé à cet effet est celui de Hausman (1978), lui-même amélioré par Davidson et Mac Kinnon (1993). La version améliorée propose de l’effectuer à l’aide de deux régressions, comme nous le faisons ici. Nous choisissons dans cette étude d’effectuer le test d’endogénéité des deux indicateurs BC et TOUV qui sont susceptibles d’affecter le modèle, en raison de leur étroite corrélation avec la variable endogène (la compétitivité). Pour ce faire, nous régressons premièrement les variables suspectes (BC et TOUV) sur l’ensemble des autres variables explicatives et instrumentales, de manière à extraire ensuite les résidus. Rappelons à ce titre, que pour ce qui est du choix des instruments et étant donné que la théorie économique et la littérature en matière de compétitivité, supposent un effet positif de la position commerciale et de l’ouverture internationale, il a été décidé de retenir de manière arbitraire, pour les variables endogènes Balance commerciale (BC) et Taux d’ouverture (TOUV), les retards d’ordre 4 à 8 comme instruments, soit 5 instruments. Pour l’indicateur de productivité (GD), on retient les retards d’ordre 4 à 9 comme instruments, soit 6 instruments. En plus de ces instruments, les 3 variables exogènes (Mis, Pci, Tot) sont utilisées comme instruments. Il en résulte un nombre total des instruments égal à 14 Instruments. Deuxièmement, ces résidus sont inclus dans la deuxième équation, qui est celle que nous cherchons à estimer (équation 2). Le test prévoit que, si le coefficient affecté aux résidus de la première équation est significativement différent de zéro, alors on ne peut rejeter l’hypothèse d’endogénéité. Le tableau 9 figurant en annexe fournit les résultats du test de l’hypothèse d’endogénéité des 183  Il existe plusieurs variétés de tests Unit Root en Panel. Néanmoins, le présent travail s’est focalisé sur deux principaux modèles : (1) Levin, Lin et Chu (1992) et (2) Hadri (2002). Ces tests ont été effectués à l’aide du logiciel « STATA ». 314 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ variables « BC et OUV ». D’après les résultats obtenus à la deuxième étape du test, il apparaît que les résidus de la première étape sont significativement différents de zéro, ce qui signifie qu’on ne peut pas rejeter l’hypothèse d’endogénéité d’au moins une des variables explicatives. De ce fait, il est bien justifié de recourir à la méthode GMM pour estimer nos équations. Enfin, à la suite de l’estimation des équations 1 et 2, nous appliquons le test de Sargan (1958) sur la base de la « j -statistique » issue des différentes estimations. Ce dernier permet de tester la sur-identification des contraintes d’orthogonalité, qui signifie que les instruments sont appropriés (ou qu’ils ne sont pas corrélés avec le terme d’erreur). Sous l’hypothèse nulle de sur-identification, la statistique de test suit une distribution de chi 2 dont le degré de liberté est égal au nombre de contraintes sur-identifiées. Les résultats de ce test sont consignés dans le tableau 10 figurant lui aussi en annexe. D’après ce tableau, les probabilités du test de Sargan sont de l’ordre de 0.82 pour la première équation et 0.87 pour la deuxième équation. Ces probabilités sont supérieures au seuil de 5 % correspondant à la probabilité dégagée par la table Chi 2 respectivement pour les valeurs de 9 et 10 degrés de libertés, on ne peut donc pas rejeter l’hypothèse H0 de validité des instruments. De même, le résultat du test confirme que les deux modèles retenus ont été correctement spécifiés (au seuil de 5 %) puisque les statistiques calculées sont toutes inférieures respectivement aux valeurs tabulées de la loi du Chi 2 à 9 et 10 degrés de libertés. Les tests menés confortent donc notre analyse économétrique et justifient par conséquent le passage à l’étape de la modélisation. b. Résultats et Interprétations : Le test des spécifications (1) et (2) a fourni les résultats présentés au tableau  4. Les deux spécifications sont globalement significatives. En effet, l’hypothèse nulle des tests de significativité globale de Fisher est toujours rejetée (p-value est toujours égale à 0,000). En outre, le test de sur-identification de Sargan confirme la validité de tous les instruments utilisés dans les deux spécifications précitées. Le principal résultat qui se dégage est que les désalignements ont un impact négatif et significatif sur la compétitivité des entreprises aux pays de l’échantillon. Il se fait sortir également que cet impact négatif est plus soutenu dans les situations de surévaluation. Le tableau  6 énonce en effet que d’une manière générale, un désalignement de 10  % provoque une baisse de la compétitivité de 4,33  %. Concernant l’équation 2, les résultats dégagés permettent de confirmer le caractère néfaste de la surévaluation sur la compétitivité internationale, en dévoilant en effet qu’une surévaluation de 10 % conduit à une diminution de la compétitivité à hauteur de 5.12 %. En revanche, une sous-évaluation de même ampleur parait relativement bénéfique à la compétitivité, en engendrant une faible amélioration de 0.06  % de celle-ci (la variable « SOUV » étant négative par construction). En d’autres termes, l’impact négatif du désalignement sur la compétitivité s’amplifie avec l’amplitude de la surévaluation, EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 315 PARTIE III alors que l’effet global de la sous-évaluation, même en étant positif, demeure insignifiant pour contribuer efficacement à l’amélioration du potentiel compétitif des pays du modèle. S’agissant des variables explicatives censées refléter directement le niveau de compétitivité des pays de l’échantillon, les résultats retenus font apparaitre que la valeur retardée du niveau de compétitivité ainsi que le taux de croissance de l’économie ont un impact positif et significatif sur la compétitivité globale des pays, ce qui corrobore avec la théorie économique et la littérature empirique en la matière qui considèrent que le niveau de compétitivité est étroitement lié à la capacité productive du pays. Les résultats dégagés par cette analyse révèlent également que les termes de l’échange ont un impact non significatif sur la compétitivité économique. De même, le taux d’ouverture et la position commerciale favorisent la compétitivité économique conformément aux prédictions des modèles de commerce extérieur. Cependant, le coefficient associé à la variable balance commerciale n’est pas significatif dans la deuxième estimation. Quant à l’inflation, la première estimation révèle qu’elle a un impact non significatif sur la compétitivité, tandis que la deuxième estimation montre par contre qu’elle a un impact positif et significatif. Ce résultat laisse présager que les variations de prix agissent différemment sur la compétitivité selon le signe du désalignement. Tableau 6. Résultats des estimations avec le GMM système : Echantillon global 184 Variables184 Spécification (1) Spécification (2) 0.3521485** 0.2352481* D.IGC (2.730407) (4.562883) 0.250321*** 0.119275** D.GD (0.949272) (0.533627) 0.103115** 0.025123*** D.BC (2.708698) (1.780631) -0.000556 0.010757* D.IPC (-0.85924) (4.599709) 0.154265 0.113525 D.TOT (0.758262) (0.583275) 184  Les variables du modèle ont été toutes converties en différences premières sur STATA à l’aide de l’opérateur (D.) et ce, afin de vérifier la précondition de stationnarité de toutes les séries utilisées. 316 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ 0.095409* 0.067434* D.TOUV (6.944872) (6.003060) -0.433356* ---------- D.MIS (-6.437512) ---------- ---------- -0.512315* D.SURV ---------- (-7.523216) --------- -0.006232* D.SOUV ---------- (-6.673254) -0.0323525 -0.0002962 Constante (-3.215142) (-0.056891) F-statistique (P-V) 0.00 0.00 T- de Sargan (P-V) 0.8245 0.8751 * ** *** Significativité du « t » de Student au seuil de 1%, 5% et 10 Enfin, nous allons procéder par des estimations individuelles pour mesurer l’effet spécifique des désalignements sur la compétitivité de chaque pays de l’échantillon dont notamment le Maroc. Le tableau 7 présente les résultats des estimations par pays185. Nous remarquons que les estimations gardent la même robustesse économétrique que celles effectués avec l’échantillon total. Le test de Sargan accepte toujours l’hypothèse de la validité des instruments. 185  Les estimations ont porté seulement sur l’Equation (1) qui ne fait pas de distinction entre les périodes de surévaluations et de sous-évaluations. L’objectif étant de garder un nombre suffisant d’observations pour pouvoir effectuer le test de GMM en Panel. EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 317 PARTIE III Tableau 7. Résultats des estimations par pays avec le GMM en système Variables Maroc Algérie Tunisie Turquie France 0.74645 0.6024 0.3698 0.3804 0.3385 ΔIGC (4.3312) (5.7921) (3.0425) (2.1131) (2.0847) 0.3245 -0.0051 -0.0231 -0.0845 -0.0145 GD (3.3215) (-4.0512) (-1.9512) (-0.4012) (-0.8324) 0.0141 -0.0013 -0.0132 -0.0923 -0.0248 BC (0.5912) (1.7078) (-2.5912) (-1.3020) (-0.8579) 0.0172 0.0018 0.0061 0.0078 0.0062 IPC (0.3425) (2.1501) (3.7425) (2.1123) (-0.0812) 0.1472 0.0024 0.0061 0.0245 0.0201 TOT (1.6720) (1.1384) (2.7514) (2.7510) (-0.0845) 0.1425 0.0022 -0.0045 0.0362 0.0018 TOUV (2.8412) (3.7115) (-1.1725) (3.5420) (1.9875) -0.1043 -0.4523 -0.0823 -0.3261 0.00032 MIS (-1.9845) (-3.4521) (-2.9521) (-2.1357) (-2.5481) - 0.1201 - 0.3124 - 0.0785 - 0.0562 - 0.38215 Constante (1.8452) (-2.3012) (-0.9632) (-0.9152) (-0.8923) Test de Sargan (P-value) 0.9123 0.7965 0.7821 0.9523 0.8158 D’après ce tableau, il s’avère, qu’à l’instar du test mené sur l’échantillon total, les désalignements ont un effet négatif et significatif sur la compétitivité de chaque pays pris individuellement, exception faite de la France dont le résultat ne confirme pas la théorie économique et empirique (relation positive faible et significative). Ce résultat pourrait être expliqué par le faible niveau des désalignements enregistré en France, avec une tendance à la baisse du TCER, surtout dans les années 2000. Toutefois, l’ampleur d’un tel effet demeure différente d’un pays à l’autre de l’échantillon. En effet, l’impact des désalignements sur la compétitivité est beaucoup plus important en Algérie et en Turquie qu’aux autres pays du modèle, avec des coefficients respectifs de 0.45 et 0.33 signifiant qu’un désalignement de 10 % entraine des baisses respectives de la compétitivité de l’ordre de 4.5 % et 3.3 %. La persistance des périodes de surévaluation dans les deux pays constitue la principale explication de cette situation, en plus du faible niveau de productivité constaté dans le cas de l’Algérie. L’ampleur demeure significative pour le cas du Maroc et de la Tunisie mais relativement moins importante 318 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ avec des coefficients respectifs de 0,10 et 0,08. Le tableau  6 montre également que la compétitivité de l’économie marocaine est significativement impactée par le niveau de productivité représenté par la variable GD avec un coefficient de 0,32 indiquant qu’une augmentation de la production de 10 % entraine une augmentation de la compétitivité de 3,2 %. Le test dégage également une relation positive et significative entre la compétitivité et le degré d’ouverture du Maroc (0,14). Néanmoins, l’effet des autres variables explicatives retenues par le modèle demeure moins significatif (la balance commerciale, l’inflation et les termes de l’échange). EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 319 PARTIE III Conclusion L’objectif de ce travail était de déterminer les effets des désalignements du taux de change réel sur la compétitivité des entreprises marocaines, dans un contexte international marqué par une croissance accrue des flux économiques et financiers. Le principal résultat obtenu est que le TCER s’écarte de son niveau d’équilibre sur l’ensemble de la période considérée, ce qui engendre des effets négatifs sur la compétitivité, avec une incidence contrastée selon les situations de surévaluation ou de sous-évaluation. En d’autres termes, les désalignements agissent négativement sur la compétitivité, en particulier les situations de surévaluation. Le gain lié à la sous-évaluation demeure faible et étroitement lié à l’écart relatif de productivité entre les pays. Toutefois, ce gain est quasiment nul dans le cas d’une sous-évaluation persistance du taux de change réel. Selon les enseignements de la théorie économique, un TCER sous-évalué, comme c’est le cas pour le Maroc, devrait accroitre le niveau de compétitivité, à travers notamment l’évolution du commerce extérieur (Edwards (1988), Cottani, et al. (1990) et Ghura et Grennes (1993)). Or, d’après les sources officielles, la compétitivité des entreprises marocaines demeure faible, avec un solde commercial structurellement déficitaire. Ceci laisse penser que le système productif de l’économie n’est pas à même de répondre à la demande étrangère de biens nationaux liée à la sous-évaluation de la monnaie, et que les politiques économiques structurelles demeurent à cet égard perfectibles. Enfin, et en termes de politique économique, le Maroc se prépare pour migrer vers un régime de flottement libre dans le cadre de la convertibilité totale du Dirham. Ce qui permettrait de réduire les désalignements. Etant donné les effets néfastes de ces déviations sur l’économie, les autorités monétaires doivent ainsi éviter les désalignements du taux de change, en procédant à un certain relâchement du contrôle de capitaux pour diversifier les sources de financement externes dans le cadre de la convertibilité totale du dirham et en optant pour une politique monétaire claire ciblant la stabilité des prix, comme principal objectif. En effet, une des principales faiblesses, souvent mise en exergue, d’un ancrage du taux de change, semble résider dans l’appréciation du taux de change réel. La perte de compétitivité, qui en découle, peut aboutir à creuser un déficit de la balance courante, et conduire soit à des difficultés de financement, soit à une attaque spéculative. Cette question se pose d’une manière particulièrement cruciale pour les économies émergentes ou en développement, comme le cas du Maroc, où la « peur du flottement » (Reinhart 2000) a souvent conduit à l’adoption de régimes de change fixe de facto. 320 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Références • Achy, L., (2000). Le Dirham Marocain : Distorsion de Change, Dévaluation et Réforme du Régime de Change, Publication sur ResearchGate, Novembre, FMI. • Achy, L., (2000). Equilibrium Exchange Rate in Selected MENA Countries, Proceedings of the International Symposium of Forecasting, June, Lisbon. • Achy, L.  et Sekkat, K. (2003). The European Single Currency and MENA’s Exports to Europe, Review of Development Economics, Vol. 7, Issue 4, pp. 563-582. • Achy, L. et Sekkat, K.  (2007). 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Tests de racines unitaires 186 187 Volet A : Test Levin-Lin-Chu sur les variables prises en niveau Variables Valeur LLC (t) Probabilité-Value Stationnarité186 IGC - 1,4382 0,93 Non GD - 8,8091 0,00 Oui BC - 3,8626 0,52 Non IPC - 0,7779 0,57 Non TOT - 1,6838 0,95 Non TOUV - 2,8794 0,75 Non MIS - 5,3998 0,00 Oui Volet B : Test Levin-Lin-Chu sur les variables prises en première différence IGC - 7,021 0,00 Oui GD - 4,22 0,03 Oui BC - 7,69 0,00 Oui IPC - 7,83 0,02 Oui TOT - 4,22 0,01 Oui TOUV - 8,08 0,03 Oui MIS - 13.96 0,00 Oui Volet A : Test Hadri sur les variables prises en niveau Valeur Hadri (Z) Probabilité-Value Stationnarité187 22,5216 0,00 Non Volet B : Test Hadri sur les variables prises en première différence -0,9432 0,7286 Oui Tableau 9. Test d’endogénéité de Hausman Variable endogène (Δ BC) Coefficient t-st P > |t| (95%) Résidus de la première équation 1.20210 17.89012 0.002 Variable endogène (Δ TOUV) Coefficient t-st P > |t| (95%) Résidus de la première équation 1.02120 16.6231 0.001 186  Si P-value ≤ Pc (5%) » Rejet de H0 » Stationnarité. 187  Si P-value ≤ Pc (5%) » Rejet de H0 » Non stationnarité. 326 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE DÉSALIGNEMENT DU TAUX DE CHANGE ET COMPÉTITIVITÉ Tableau 10. Test de sur-identification de Sargan Equations Statistique calculée Chi 2 Probabilité Equation 1 5.1523 16.9190 0.8245 Equation 2 5.2315 18.3070 0.8751 EQUILIBRES EXTERNES, COMPÉTITIVITÉ ET PROCESSUS DE TRANSFORMATION STRUCTURELLE DE L’ÉCONOMIE MAROCAINE 327