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Corrélation entre le taux de change et la balance des paiements


par Déogratias DUSHIMUMUKIZA
Université Nationale du Rwanda - Bachelor of Money and Banking 2006
Dans la categorie: Economie et Finance
   
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III.7 Interprétation des résultats

a) Détection de l'auto corrélation

Pour toutes les équations, les valeurs de DW se situent dans la zone d'absence d'auto corrélation des erreurs.

b) Signes des coefficients des variables explicatives

Rappelons que dans nos prévisions des résultats attendus, tous les coefficients des variables explicatives doivent avoir des signes négatifs. Les résultats de l'estimation ont confirmé nos prévisions sur les signes. En effet neuf sur douze coefficients estimés ont eu des signes négatifs. Les trois coefficients qui ont contredit la théorie, les tests ont montré que ces coefficients n'étaient pas significativement différents de zéro. C'est seulement le coefficient de la balance des biens et services retardé qui est positif parmi les coefficients significativement différents de zéro.

c) Test de qualité d'ajustement et analyse de la variance

R2, le coefficient de détermination, mesure la proportion du taux de change expliquée par les variations des différents soldes de la balance des paiements pour deux années consécutives (t-1 et t). Dans les équations d'estimations du taux de change (les premières équations de chaque modéle), R2 > 0,97. Ceci implique que les variations du taux de change sont expliquées par les différents sous balance de la balance des paiements a plus de 97 %. La part de la variable aléatoire ne dépasse pas 3 %.

Dans les équations d'estimation de la balance des biens et services, la balance courante et le solde global de la balance des paiements, la part de l'évolution des soldes des sous balances de la balance des paiements expliquée par les variations du taux de change est faible par rapport a la part du

taux de change expliquée par les variations des soldes des différents comptes de la balance des paiements. Pourtant, pour la balance des biens et services et la balance courante, cette part n'est pas trop négligeable (36 % et 21 % respectivement). Elle est faible pour la balance des paiements oü son solde est expliqué par les variations du taux de change a 1 % ; 99 % étant la part de la variable aléatoire.

Pour le test de la significativité globale du modèle, le test de FISCHER a été utilisé. Ce test permet de voir s'il existe au moins une variable exogène qui contribue a l'explication de la variable endogène. Dans tous les modèles, les hypothèses a tester selon Ho et H1, spécifiées de cette facon, selon l'équation a tester:

H0

: a a

= = 0

1 2

H1

? ?

a i

0

,

si F F

* > 2

V V

1 , 2

l'hypothèse H0 est rejetée. Avec : V1 = k + 1 = 3

V2 = n - (k+1) = 12

a

?

2

0.025

 
 

FV 2

1 , 2 - V

3,49

Dans toutes les équations (1) de tous les modèles, F* est supérieur

a 2

FV V , ce qui nous a permis de rejeter l'hypothèse H0 pour conclure qu'il

1 , 2

existe au moins un des coefficients non nul, ou en d'autres termes, il existe au moins une variable qui contribue a l'explication de l'évolution du taux de change.

d) Test des paramètres

Le test de Student et l'intervalle de confiance sont utilisés au seuil de a = 5% . Ces tests permettent de s'assurer qu'une variable exogène explique

une variable endogène. Les hypothèses a vérifier sont, d'après chaque équation du modèle :

H0 : a1 = 0

H1 : a1 # 0, le coefficient a1 va changer selon l'équation testée, il sera par exemple a0, a1, pour l'équation (1) et b0, b1 pour l'équation (2), etc.

Critère de decision: - Pour le test de Student, si la valeur absolue de t de

?

Student calculé (. ) est supérieure a celle lu 2 ,

tfl ? K + l'hypothèse H0 est rejetée.

( 1 )

Donc si

t

*

> t 12 , rejetter H

0 , 025

0 .

 
 
 
 

. 025 2 , 1 79

a2 0

t ? t

n k

? ?

( 1 ) 12

^

à

i

a

i

?

t i

a à

? a

- Pour l'intervalle de confiance (IC), qui est égal, pour un coefficient donné,

^

IC a

= #177;

à 2,1 79 a a à

,

Si

0 ( ),

E IC a i

l'hypothèse Ho est rejetée. Et dans tous les cas, si l'hypothèse Ho est rejetée, nous concluons que le coefficient testé (ai) contribue a l'explication de la variable endogène et inversement si on accepte l'hypothèse H0.

Selon les résultats du tableau V, le t de Student et l'intervalle de confiance montrent que pour les équations de détermination du taux de

change, la valeur de t * est supérieur a la valeure de 2,179. Ceci signifie que

le solde de la balance des biens et services, le solde de la balance courante, le solde global de la balance des paiements ainsi que leurs soldes passés ont contribué a l'explication des variations du taux de change.

En ce qui concerne l'influence réciproque du taux de change sur la balance des paiements, seulement le coefficient b2 de l'équation (2) du modèle 1 est significatif (t de student pour b2 est de - 2,4). Le taux de change contribue a l'explication de l'évolution du solde de la balance des biens et services.

Dans les autres équations (2) des modéles 2 et modéle 3, le taux de change du Frw de la période et ce lui de la période passé n'ont pas contribué a l'explication du solde de la balance des transactions courantes ni du solde global de la balance des paiements (les valeurs de t de student sont inférieures a 2,17). Les raisons peuvent être que ces soldes sont atténués par les transferts courants sans contre partie. C'est d'ailleurs le cas pour le Rwanda ou le solde global de la balance des paiements a un déficit léger alors que les échanges des biens et services ont un déficit profond.

III.8 Synthèse des résultats

Les résultats obtenus dans tous les modéles montrent que les variations du taux de change sont expliquées par les différents comptes de la balance des paiements, ces mêmes résultats ont montré que les variations du taux de change ont en retour influencé seulement le solde de la balance des biens et services. Les effets dynamiques attendus dans les modéles ont été confirmés seulement pour les équations de détermination du taux de change. En effet, les soldes passés de la balance des biens et services, ce lui de la balance courante et de la balance des paiements influencent le taux de change du Frw.

Dans tous les modéles oü les coefficients estimés ont été significatifs, leurs signes sont négatifs, ce qui traduit l'existence d'une relation négative entre l'évolution du taux de change du Frw et l'évolution des différents soldes de la balance des paiements. Ceci signifie que la détérioration de la balance des paiements est a l'origine de la dépréciation du taux de change du Franc rwandais. Ainsi, les tests statistiques des coefficients de la régression et ceux de la significativité globale des modéles nous ont permis de confirmer d'une facon partielle nos hypotheses.

Pour la première hypothese, les coefficients des comptes de la balance des biens et services, de la balance courante et du solde global de la balance des paiements ont été significativement différents de zéro au Rwanda. Ces

coefficients étant affectés d'un signe négatif, l'analyse de chaque balance a montré que l'évolution défavorable du solde des comptes de la balance des paiements provoque une dépréciation du taux de change. Ce qui a confirmé l'analyse théorique présentée dans le deuxième chapitre de ce travail.

Pour la deuxième hypothèse, elle a été vérifiée en partie : l'influence réciproque entre le taux de change et la balance des paiements a été vérifiée pour le taux de change et la balance des biens et services. La dépréciation du taux de change a contribué a la détérioration du solde de la balance des biens et services. Nos résultats ont confirmé ce qu'avaient constaté d'autres études qui ont voulu vérifier le courant le plus répandu de la liaison qui existe entre le taux de change et la balance des paiements. Parmi ces études on trouve celles de RURANGA (2001) et MURASI (1999) qui ont aboutit a la conclusion selon laquelle la dévaluation du Frw n'a pas eu des effets attendus d'améliorer la balance commerciale rwandaise. Ces études expliquent pourquoi le coefficient du taux de change dans l'équation de détermination de la balance des biens et services (équation 2 du modèle 1) est négatif : la dépréciation du taux de change a conduit a la détérioration de la balance des biens et services.

Cette situation un peu contraire a la théorie économique la plus connue des effets de la dévaluation trouve une explication dans la structure du commerce extérieur des pays en voie de développement. En effet, a la suite d'une dépréciation, on devrait augmenter les exportations et diminuer les importations, ce qui est le contraire dans les PVD en général puisque la dépréciation renchérit les importations qui sont incompressibles (JALLADEAU et DORBAIRE, 1998 :211).

Quant a la troisième hypothèse, elle a été vérifiée. L'analyse détaillée de la relation entre la balance des biens et services, la balance courante, le solde global de la balance des paiements avec le taux de change ont montré que les liens entre le taux de change et la balance des biens et services sont plus étroits que ceux de la balance courante et le taux de change, elles aussi plus

étroits que ceux qui existent entre le taux de change et le solde global de la balance des paiements.

Dans l'analyse de l'influence du taux de change sur les différents soldes de la balance des paiements, le coefficient de détermination (R2) montre que 36 % (R2 = 0,36) de la variation du solde de la balance des biens et services est expliqué par l'évolution du taux de change du Frw. Pourtant cette part a été de 21 % pour la balance courante et de 1 % pour la balance des paiements en général. Une autre explication est que l'influence réciproque entre le taux de change et la balance des paiements a été seulement vérifiée entre le taux de change et la balance des biens et services.

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