2. Synthèse des travaux économétriques
sur la demande de monnaie
Les études empiriques sur la demande de monnaie sont
fondées sur les modèles théoriques qui viennent
d'être présentés. Elles utilisent des modèles
économétriques dynamiques afin de fournir plus de
compréhension sur les conditions et les caractéristiques de la
demande de monnaie.
De nombreuses études ont portées sur l'existence
d'une éventuelle relation stable entre de demande de monnaie et ses
déterminants tels que le taux d'intérêt, le revenu
réel (PIB) et le taux d'inflation, en utilisant une
variété de techniques empiriques et économétriques.
Ghartey [1998]10 et Kallon [1992] ont étudié la
demande de monnaie au Ghana en utilisant la technique de Co-intégration
d'Engle et Granger [1987] et Johansen [1988]. Les résultats ont
montré que la demande de monnaie au Ghana est stable. Goldfeld [1973],
Nell [1999], Mcgibany et Nourzad [1995]11 ont introduit
l'idée d'examiner l'effet de la signification de la volatilité
des taux de change sur la demande de monnaie aux États-Unis (1974-1990),
ils ont constaté que la volatilité des taux de change est
liée négativement à la demande de monnaie.
Khan [1990]12, étudie l'incidence des
réformes financières sur la demande de monnaie au Pakistan. En
effet, dans les années 1980 les autorités monétaires ont
pris un ensemble de mesures telles le passage du système de change fixe
au système de change flexible, le passage des instruments directs aux
instruments indirects de contrôle monétaire et la
libéralisation des taux d'intérêt. Le modèle
spécifié fait dépendre la demande de monnaie des variables
traditionnelles. L'analyse empirique, qui utilise les techniques de
cointégration et les modèles à correction d'erreurs,
confirme l'existence d'une relation stable de long terme entre M2, le revenu
réel, le taux d'inflation et le taux d'intérêt, ce qui
n'est pas le cas pour M1. D'où la nécessité de cibler M1
dans la formulation de la politique monétaire au Pakistan.
Adam [1992], a établi une série de fonctions
à équation unique pour la demande de monnaie (M0, M1, M2 et M3)
pour l'économie kenyane de 1973 à 1989. L'application de la
technique
10 Hamdi H. et al. (2015), «Empirical
Evidence on the Long-Run Money Demand Function in the Gulf Cooperation Council
Countries», International Journal of Economics and Financial
Issues, n0 5(2), pp. 603-612.
11 Hanafiah H. (2012), «Exchange rate
volatility and money demand in selected south east Asian countries»,
Economics and Finance Review, Vol. 2(10), pp. 1-7.
12Aboubakry G. (2000), Les déterminants
de la demande de monnaie dans l'UEMOA : cas du Sénégal,
D.E.A en macroéconomie appliquée, université de Cheikh
Anta Diop.
de Johansen a suggéré que
l'élasticité-revenu de la demande de monnaie était autour
de l'unité pour M0, et légèrement inférieure
à environ 0,8 pour les autres agrégats monétaires. Par
conséquent, l'auteur a conclu que la fonction de demande de monnaie (M1)
est stable. Des résultats similaires entourant Kenya pour la demande de
M1 ont été obtenus par Darrat [1986], bien que
l'élasticité-revenu fût étonnamment
élevée avec une valeur de 1,8. Cuthbertson et Brendin
[2001]13 analysent la demande de monnaie dans la République
tchèque pour la période 1992-1997, en utilisant la méthode
VECM. Les résultats de leur étude montrent que le niveau du PIB,
le taux d'inflation et le degré de dollarisation de l'économie
ont un impact sur la demande de monnaie. Les coefficients des
déterminants sont statistiquement significatifs et ont le signe attendu,
selon les hypothèses théoriques.
Anoruo [2002] a testé pour la stabilité de la
demande de M2 au Nigeria autour de la période du Programme d'Ajustement
Structurel (PAS), par l'application de la technique de JML avec des
données trimestrielles entre 1986 (Q2) et 2000 (Q1). Ses
résultats suggèrent que la fonction de demande de monnaie M2
était stable durant cette période et que l'offre de monnaie est
un outil viable de la politique monétaire au Nigeria. D'autres
études avec des conclusions semblables incluent Akinlo [2006], Owoye et
Onafowora [2007], Nwafor al. [2007], Kumar et al. [2010],
Iyoboyi et Pedro [2013]. Plusieurs travaux empiriques ont été
menés pour comprendre la dynamique de la demande de monnaie au Nigeria,
on peut citer : Tomori [1972], Ajayi [1974], Teriba [1974], Ojo et Odama
[1974], Oresotu et Mordi [1992], Nwaobi [2002], Omanukwue [2010]14.
Sterken [2004], a utilisé les données trimestrielles de
1966/Q4-1994/Q4 afin d'estimer la demande de monnaie (M1) pour
l'Éthiopie. En utilisant l'approche JML (Johansen Maximum Likelihood),
l'auteur identifie une relation entre la demande d'encaisses réelles,
PNB réel, la pénurie et le prix réel d'exportation de
café. L'élasticité-revenu dépasse l'unité,
il conclut ainsi l'instabilité de la demande de monnaie M1 durant la
période 1974 à 1975, en raison de changements dans les
régimes politiques et les catastrophes naturelles. Lee et Chien [2008],
Baharumshah et al. [2009] et Wu [2009]15 ont montré que la
demande de monnaie en Chine a un effet significatif sur la stabilité
économique et financière du pays.
13 Jordan K. (2013), «The determinants and
stability of money demand in the Republic of Macedonia», Zb. rad.
Ekon. fak. Rij, Vol. 31, pp. 35-54.
14 Sani D. et al. (2014), «Structural
Breaks, Cointegration and Demand for Money in Nigeria», CBN Journal of
Applied Statistics, Vol. 5, n0 1, pp. 15-33.
15 Hamdi H. et al., loc.cit., p.
604.
Padhan [2011]16, dans son étude sur l'Inde,
estime une fonction de demande de monnaie en utilisant l'approche ECM et les
données trimestrielles allant de 1996 à 2009. Dans la
spécification du modèle il retient le revenu réel comme
une variable d'échelle, le taux d'intérêt à court
terme comme le coût d'opportunité des encaisses réelles et
le taux de change réel. Les résultats obtenus
révèlent l'existence d'une relation de cointégration
à long terme entre la demande d'encaisses réelles et les
variables explicatives retenues.
Tang [2002]17, a analysé la demande de
monnaie (mesurée par l'agrégat M3) en Malaisie en utilisant une
version de l'approche ECM proposé par Pesaran et al. [2001], qui est le
modèle à correction d'erreur sans restriction (UECM). Les
données annuelles couvrant la période allant de 1973 à
1998 ont été utilisés. L'auteur a conclu qu'il y avait une
relation de cointégration à long terme entre la demande de M3 et
de ses déterminants à savoir les composantes de la dépense
(consommation globale, investissement et exportations), le taux de change
réel et les taux d'intérêt. La demande de M3 a
également été trouvé stable en Malaisie en
appliquant les tests CUSUM et CUSUMSQ habituels. Chsani [2010], a
examiné la demande de monnaie M2 en Indonésie en utilisant
à la fois l'approche ECM et l'approche ARDL de cointégration. Les
données trimestrielles pour la période 1990: 1 à 2008: 3
ont été utilisées. L'auteur suit dans son analyse Miyao
[1996] et Bahmani-Oskooee [2001] en postulant que la demande M2 est
déterminée par le revenu réel et le taux
d'intérêt réel.
Abdullah et al. [2010]18 ont examiné la
demande de monnaie pour cinq pays d'ASEAN (Association of South East Asian
Nations), également en utilisant l'approche (ARDL). Ils ont
constaté que l'élasticité-revenu et le coefficient du taux
de change sont positifs, tandis que l'élasticité de l'inflation
est négative. Cela indique que la dépréciation de la
monnaie nationale augmente la demande de monnaie, en raison de l'effet de
richesse.
Sichei et Kamau [2012]19 ont analysé la
demande pour différents agrégats monétaires au Kenya pour
la période de 1997 ; 4-2011 ; 2. L'équation de long terme
comprenait quatre mesures de la masse monétaire (M0, M1, M2, M3), le
niveau des prix (IPC), le revenu réel, le taux des bons du
Trésor, le taux de dépôt et le taux d'intérêt
étranger ajusté pour dépréciation
16 Abdulkheir A. (2014), «A survey of the
demand for money in Asian developing countries: Error correction models and
autoregressive distributed lag models», Net Journal of Social
Sciences, Vol. 2(1), pp. 17-23.
17 Ibid., p. 20.
18 Jafari S. (2013), «The Impact of Exchange
Rate on Demand for Money in Iran», International Journal of Business
and Development Studies, Vol. 5, n0 1, pp. 39-60.
19 Moses C.K. (2014), «Some empirical evidence
on the stability of money demand in Kenya», International Journal of
Economics and Financial Issues, Vol. 4, n0 4, pp. 849-858.
nominale du taux de change. L'élasticité-revenu
de la demande de l'argent a été trouvé supérieur
à l'unité.
Jyh-Lin Wu Yu-Hau et Hu [2007]20 ont
étudié la demande de monnaie dans le cas de Taiwan en appliquant
un modèle de correction d'erreur non-linéaire. L'étude met
l'accent sur le rôle crucial du taux de change réel dans la
fonction de demande de monnaie et conclus la stabilité de la demande de
monnaie (M2) de 1962 jusqu'à 2003. Les résultats de
l'étude indiquent l'existence d'une relation de cointégration
à long terme entre la demande d'encaisses réelles, le revenu
réel, taux d'intérêt et taux de change réel. Au
Bangladesh, Hossain [2010], étudie le comportement de demande de monnaie
au sens large en utilisant l'approche ECM et les données annuelles sur
la période de 1973 à 2008. Les variables déterminantes
retenues sont le PIB (variable d'échelle), le taux
d'intérêt à terme, ainsi que le taux des bons du
Trésor américain comme mesures du coût de la
détention de monnaie et le taux de change effectif nominal de la monnaie
locale. L'étude conclut qu'il existe une relation de
cointégration à long terme entre la masse monétaire et les
variables sélectionnées.
Dharmadasa et Makoto [2013]21 ont
étudié la fonction de demande de monnaie à long terme pour
le Sri Lanka de 1978 à 2010 en utilisant l'approche (ARDL) tout en
accordant une attention particulière à l'effet de la crise
financière internationale sur la demande de monnaie. Les conclusions de
l'étude ont souligné que la demande de monnaie M1 au Sri Lanka
est très cointégrée avec le revenu réel, le taux de
change réel et les taux d'intérêt domestiques et
étrangers à court terme. Le revenu réel et la crise
financière ont un effet positif, mais le taux de change réel, les
taux d'intérêt domestiques et étrangers ont un impact
négatif. Bahmani et Bahmani-Oskooee [2012] estiment une fonction de
demande de monnaie en utilisant les données annuelles de l'Iran (1979
à 2007). Les résultats indiquent clairement que la
volatilité des taux de change a à la fois à court terme
comme à long terme des effets négatifs sur la demande de monnaie
(M2) en Iran. Les trois autres variables : le revenu, taux d'inflation et le
taux de change ont effectivement des effets à court terme qui se
traduisent à long terme sur la demande de monnaie. Bahmani-Oskooee et
Malixi [1991] présente une fonction de demande de monnaie pour 13 pays
en développement en fonction de l'inflation, le revenu réel et le
taux de change effectif réel. Ils concluent que, la
dépréciation du taux de change effectif a un effet négatif
sur la demande de monnaie nationale.
20 Abdulkheir A., loc.cit., p. 20.
21 Jafari S., loc.cit., p. 45.
Dans son analyse, Valadkhani [2008]22 a
examiné la relation de court et long terme entre la demande de monnaie
et ses déterminants pour six pays d'Asie-du-Pacifique sur la
période allant de 1975 à 2002. L'auteur a conclu que la demande
de monnaie à long terme, répond positivement au revenu
réel et négativement au taux d'intérêt, l'inflation,
le taux de change effectif réel. Jawadi et Sousa [2013]23
estiment les fonctions de demande de monnaie pour la zone euro, les Etats-Unis
et le Royaume-Uni en utilisant un cadre de régression par quantile et
une régression de transition lisse. Le modèle de transition
fournit deux résultats intéressants concernant la dynamique non
linéaire associés à la fonction de demande de monnaie, et
l'élasticité de cette dernière par rapport aux variables
explicatives retenues qui varie non seulement en conformité avec le
régime considéré, mais aussi à travers les pays
sélectionnés.
Simmons [1992]24 a exploré la demande de
monnaie au sens étroit (M1) en utilisant un modèle de correction
d'erreur pour un échantillon de cinq pays africains, dont la
République démocratique du Congo, Côte-d'Ivoire, Maurice,
le Maroc et la Tunisie. Les résultats empiriques montrent que le taux
d'intérêt national a un impact significatif sur la demande de
monnaie à long terme, dans le cas de la Côte-d'Ivoire, Maurice et
le Maroc. Fielding [1994] construit une fonction de demande de monnaie pour le
Cameroun, Côte-d'Ivoire, Kenya et au Nigeria, à l'aide de
données trimestrielles. La demande de monnaie dans ces pays est
déterminée par la volatilité de l'inflation et des taux
d'intérêt. En outre, Ewing et Payne [1999] ont montré
l'influence des taux de revenu et du taux d'intérêt sur la
stabilité de la fonction de demande de monnaie à long terme en
Autriche, Australie, Finlande, Italie, États-Unis et au Royaume-Uni.
Bahmani-Oskooees et Rehman [2005]25, ont analysé la
stabilité de la demande de monnaie pour un groupe de pays asiatiques
émergents (Inde, Indonésie, Malaisie, Pakistan, Philippines,
Singapour et la Thaïlande), et leurs résultats ont montré
que dans la plupart de ces pays de véritables agrégats
monétaires M1 ou M2 sont Co intégrées avec leurs facteurs
et pourrait être instable. Inoue et Hamori [2008]26 trouvent
que les fonctions de demande de monnaie au sens M1 et M2 en Inde
présentent une relation de long terme avec les variables suivantes : le
revenu réel et le taux d'intérêt.
22 Ibid., p. 42.
23 Hamdi H. et al., loc.cit., p.
604. 24Ibidem.
25 Hanafiah H., loc.cit., p. 1.
26 Komain J. et Timothy P.O. (2014),
«Instability of Money Demand: Recent Evidence for Thailand»,
Modern Economy, Vol. 5, pp. 907-913.
De même, Bahmani-Oskooee et Gelan [2009]27 ont
abordé la stabilité de la demande de monnaie dans 21 pays
africains en utilisant des données trimestrielles sur la période
de 1971 jusqu'à 2004. Les auteurs ont conçu une fonction de
demande de monnaie standard, estimée en utilisant la technique de
cointégration et la modélisation de correction d'erreur, les
résultats ont montré que presque dans les 21 pays la demande de
monnaie est stable à long terme.
La même technique d'estimation a été
utilisée par Darrat et Mutawa [1996] pour mesurer la demande de monnaie
dans les Emirats Arabes Unis, selon eux l'influence du taux
d'intérêt est faible et statistiquement insignifiante en raison
des facteurs culturels et des valeurs islamiques en Arabie Saoudite. Stock et
Watson [1993]28 trouvent que la demande de monnaie des
États-Unis mesurée par l'agrégat monétaire M1 est
stable à long terme sur la période 1990 à 1989. Maravic et
Paliæ [2005]29 analysent la demande de monnaie en Serbie
à long terme et à court terme pour la période allant de
1996 à 2005, en utilisant la technique de cointégration de
Johansen et VECM. L'analyse de cointégration montre qu'il existe une
relation forte de cointégration entre la demande de monnaie (M1),
l'activité économique globale, l'inflation et des taux
d'intérêt sur les dépôts. Le modèle de court
terme (ECM) montre que les déterminants les plus importants de la
demande de monnaie sont l'inflation et le taux de change. Le taux
d'intérêt sur les dépôts est statistiquement
insignifiant et la fonction de demande de monnaie dans l'ensemble est
instable.
Basher et Fachin [2012]30 ont estimé la
fonction de la demande de monnaie à long terme au sens large au niveau
de la zone du CCG (Conseil de Coopération du Golfe) de 1980 à
2009. Les résultats ont confirmé la stabilité de la
demande de monnaie à long terme tant au niveau national et
régional. Bhatta [2011]31 étudie la demande de monnaie
au Népal en utilisant des données annuelles pour la
période 1975 à 2009. En utilisant l'approche (ARDL), ses
résultats indiquent l'existence d'une relation de Co intégration
de longue période entre la demande de monnaie, mesurée par
l'agrégat M2, le PIB réel et le taux d'intérêt.
Wolff [2013]32 estime la fonction de demande de monnaie standard
dans un cadre de cointégration en panel dans la zone euro, il a
constaté que l'élasticité du revenu réel est
significative alors que la semi-élasticité du taux
d'intérêt est négligeable.
27 Moses C.k., loc.cit., p. 849.
28 Komain J. et Timothy P.O, loc.cit., p.
908.
29 Jordan K., loc.cit., p. 38.
30 Hamdi H. et al., loc.cit., p.
605.
31 Abdulkheir A., loc.cit., p. 22.
32 Komain J. et Timothy P.O, loc.cit., p.
908.
Narayan et Mishrain [2009]33 estiment une fonction
de demande de monnaie pour un panel de cinq pays d'Asie du Sud. Ils trouvent
que la demande de monnaie (M2) et de ses déterminants, à savoir
le revenu réel, le taux de change, les taux d'intérêt
domestiques et étrangers à court terme sont
cointégrés pour chaque pays.
Das et Mandal [2000]34 considérant la masse
monétaire M3, ont affirmé que la fonction de demande de monnaie
de l'Inde est stable. Ils ont utilisé les données mensuelles pour
la période de 1981 à 1998, et effectué des tests de
cointégration. Les résultats révèlent que la
fonction de demande de monnaie est stable. Ramachandran [2004], aussi,
considérant la masse monétaire M3, estime une fonction de demande
de monnaie en utilisant des données annuelles sur la période
allant de 1951 à 2000. Une relation stable a été
trouvée entre la demande de monnaie, le PIB et le niveau des prix.
Mutluer et Barlas [2002]35 analysent la demande de
monnaie en Turquie entre 1987 et 2001, une période
caractérisée par un processus de libéralisation du secteur
financier, mis en oeuvre en utilisant diverses réformes structurelles et
dérégulations. Leurs résultats indiquent l'existence d'une
relation de long terme pour la demande de monnaie au sens large en Turquie,
avec une élasticité-revenu unitaire estimé. En outre, les
résultats montrent que, le taux de change et de taux d'inflation ont un
impact substantiel sur la demande de monnaie. De plus, Akcaolayan et Dommez
[2008] tentent de tester la stabilité de la fonction de demande de
monnaie pour quatre agrégats monétaires en Turquie. Ils utilisent
l'analyse de cointégration multivariée de Johansen sur la
période 1990(M1) à 2005(M12).
Les résultats indiquent qu'il existe une relation de
long terme stable entre les différents agrégats
monétaires, le revenu réel, le taux d'intérêt, et le
taux de change effectif réel.
Qayyum [2005]36 a estimé la fonction de
demande de monnaie au Pakistan, qui pourrait être utilisé pour
l'analyse des politiques. L'étude a utilisé des données de
séries chronologiques pour la période de 1960-1999 suivant la
technique de cointégration de Johansen. L'analyse a conclu que la
fonction de demande de monnaie est stable à long terme. Toujours pour le
cas du Pakistan, Khan et Sajjid [2005] ont étudié à long
terme comme à court terme la relation entre
33 A Jafari S., loc.cit., p. 43.
34 Inoue T. et Hamori S. (2008), «An Empirical
Analysis of the Money Demand Function in India», IDE Discussion
Paper, n0. 166.
35 Dritsaki C. et Dritsaki M. (2012), «The
Stability of Money Demand: Some Evidence from Turkey», The IUP Journal
of Bank Management, Vol. 11, n0 4, pp. 7-28.
36 Faridi Z. (2013), « An Estimation of Money
Demand Function in Pakistan: Bound Testing Approach to Co-integration »,
Pakistan Journal of Social Sciences (PJSS), Vol. 33, n0 1,
pp. 11-24.
les encaisses réelles, le revenu réel, le taux
d'inflation, le taux d'investissements étrangers et le taux de change
réel effectif. Ils ont utilisé les données couvrant la
période allant de 1982-2002 suivant une approche de latence
autorégressif distribué à l'estimation. L'auteur a conclu
que le PIB réel a eu des effets positifs sur les encaisses
réelles tandis que le taux d'inflation a été
négativement lié à ce dernier.
Rutayisire [2010]37 a étudié les
facteurs qui influent la fonction de demande de monnaie à la fois dans
le court terme ainsi que dans le long terme pour l'économie du Rwanda.
L'auteur a analysé des séries chronologiques en utilisant la
technique de cointégration de Johansen pour la période de 1980
à 2005. L'étude a conclu que le taux d'intérêt et le
taux de change au Rwanda, ont une influence négative sur la demande M2.
Suliman et DafaAlla [2011]38 ont tenté de tester l'existence
d'une fonction stable de demande de monnaie au Soudan. Leur étude a
conclu que le revenu réel a un impact positif sur la demande de monnaie
contrairement au taux d'inflation et le taux de change. Les auteurs ont
recommandé l'utilisation des agrégats monétaires
étroits comme des cibles de la politique monétaire au Soudan.
Concernant les travaux qui ont porté sur la
spécification et l'estimation de la fonction de demande de monnaie de
l'Algérie on peut se référer à l'étude
d'Abderrezak A. [2000]39, professeur associé
d'économie à l'université de Cumberland. L'auteur
présente une analyse de la demande de monnaie pour la période
post indépendance de l'Algérie de 1964 à 1995. En
utilisant la technique de cointégration, il estime une fonction de
demande de monnaie à long terme dont les variables explicatives sont le
revenu réel, le taux d'inflation et le taux de change. Selon l'auteur,
le taux d'intérêt en tant que déterminant de la demande de
monnaie ne peut pas jouer le rôle supposé d'une mesure du
coût d'opportunité de la détention d'encaisses
réelles. Les inefficiences et les distorsions qui caractérisent
les marchés financiers dans les pays en développement, dont
l'Algérie, remettent en question la pertinence du taux
d'intérêt par rapport aux encaisses réelles.
Ainsi, La relation de long terme s'écrit :
M t = k + á Y t + â ð t + ä Et .
(1)
Avec :
Mt : représente le logarithme népérien des
encaisses réelles.
37 Ibid., p. 14.
38 Ibidem.
39 Abderrezak A. (2000), « The demand for
money in Algeria: an error correction approach », The Journal of North
African Studies, Vol. 5, n0 3, pp.75-84.
40 Menaguer N. (2010), La demande de monnaie en
Algérie, thèse de Doctorat en sciences économiques,
université de Tlemcen.
Yt : représente le revenu réel.
Ðt : représente le taux d'inflation.
Et : représente le logarithme népérien du
taux de change.
á, â, ä : représentent les
élasticités à long terme de la demande de monnaie par
rapport au
revenu réel, l'inflation et les devises
étrangères respectivement.
Globalement, les résultats empiriques obtenus sont
compatibles avec les fondements théoriques de la fonction de demande de
monnaie. En plus de revenu réel et l'inflation, la demande à long
terme d'encaisses réelles en Algérie est également
déterminée par les variations du taux de change.
MENAGUER N. [2009]40 présente une analyse de
la demande de monnaie transactionnelle en Algérie sur le plan
macroéconomique. Le modèle spécifié fait
dépendre la demande de monnaie des variables explicatives suivantes : le
produit intérieur brut (PIB), l'inflation, le taux d'escompte et le taux
de change. La forme fonctionnelle retenue s'écrit :
Mt - Pt = ì0 + ì1 Yt + ì2 INFt +
ì3 DRt + ì4 TCt .. (2)
Avec :
Mt : représente le logarithme du stock de monnaie à
la période t ;
Pt : représente le logarithme du déflateur d'une
composante de la demande ou du PIB ;
Yt : représente le logarithme du PIB réel ;
INFt : représente le taux d'inflation ;
DRt : représente le taux d'intérêt nominal de
court terme (le taux d'escompte) ;
TCt : représente le taux de change.
L'analyse empirique, qui utilise les techniques de
Co-intégration et les modèles à correction d'erreurs,
révèle les résultats suivants :
- Les encaisses réelles sont positivement
influencées par le volume réel des transactions
économiques, l'élasticité de la demande de monnaie par
rapport au volume de ces transactions est supérieure à
l'unité, donc il n'y a pas des économies d'échelle dans la
demande de monnaie en Algérie ;
- Pour ce qui est de l'inflation et le taux de change, ils ont
un impact négatif sur la demande de monnaie. Donc, on assiste à
une fuite devant la monnaie nationale remplacée par des devises ;
- Le coefficient associé au taux d'intérêt
porte un signe négatif. ce résultat est statiquement insignifiant
et peut être interprété par une faible contribution du taux
d'intérêt comme instrument du mécanisme de transmission de
la politique monétaire en Algérie.
La demande de monnaie en Algérie est donc
transactionnelle, et la théorie quantitative est confirmée.
L'auteur utilise en suite le test de Chow, pour tester la stabilité de
la fonction de la demande de monnaie. Pour ce faire, l'auteur a opté
pour deux points de changement structurel. Le premier point correspond à
la période de transition vers l'économie de marché et
l'apparition de loi de la monnaie et du crédit (1990). Le
deuxième point concerne le programme d'ajustement structurel
imposé par le FMI (1993). Les résultats obtenus confirment la
stabilité de la fonction de la demande de monnaie à long terme
sur la période allant de 1970 à 2005.
De même, Ayad F.
[2013]41 étudia en
Algérie, une relation Co intégrante entre la demande d'encaisses
réelles (Mt - Pt), le revenu réel (Yt), l'inflation (ðt) et
l'incertitude économique (?t). La méthodologie utilisée
fut celle de Johansen (1988), et la relation de long terme estimée est
représentée par l'équation suivante :
M(t) - P(t) = â0 + â1 Y(t) +â2 ð(t) +
â3 ?(t) ................................ (3)
Les résultats obtenus révèlent que les
signes des coefficients sont conformes à la théorie de la demande
de monnaie, et sont statistiquement significatifs. Ainsi, la demande
d'encaisses réelles est considérée comme étant
fonction du revenu réel, pris comme variable d'échelle, du taux
d'inflation et de l'incertitude économique, avec un effet positive du
revenu et l'incertitude économique et un effet négatif pour
l'inflation.
Entre autres, Kherbachi H., Achouche M. et Abderrahmani F.
[2006]42 étudient le cadre analytique de la demande de
monnaie en Algérie en tenant compte des caractéristiques
structurelles de l'économie algérienne : économie ouverte,
dépendante, où le secteur financier est peu
développé et le secteur informel occupe une place de choix. Les
principales variables retenues dans la modélisation de la fonction de
demande de monnaie sont la masse monétaire définie au sens large
(M2), le revenu national (variable d'échelle), le taux
d'intérêt et le taux
41 Ayad F. (2013), « The demand for money in
Algeria». Disponible sur https://books.google.dz/ (consulté
le 05/11/2015)
42 Abderrahmani F. et al. (2006), «
Estimation d'une fonction de demande de monnaie en Algérie »,
Cahiers du CREAD, n0 75, pp. 43-67.
d'inflation. Les auteurs s'investissent davantage dans la
recherche et ils publient en 2013 un autre article portant sur la fonction de
demande de monnaie en Algérie : existence et stabilité à
l'épreuve des grandes fluctuations, couvrant la période allant de
1964 à 2009.
Le modèle proposé pour l'analyse retient le PIB
réel, l'IPC (l'Indice des Prix à la Consommation), et le taux
d'escompte annuel pratiqué par la banque d'Algérie, comme
variables explicatives de la demande de monnaie (mesurée par
l'agrégat M2). Ils adoptent la technique de Co intégration pour
estimer un modèle VECM selon l'approche structurelle de Johansen ?1998?.
Quant à la stabilité paramétrique du modèle est
vérifiée à travers les tests du Chow, Split
Sample, BP (Break Point). La relation de long terme de la
fonction de demande de monnaie est écrite comme suit :
MM2(t) = T0 IPC(t) + T1 GDP(t) + T2 Tx int(t) + ?(t)
.................................... (4)
Au vu des résultats obtenus, les auteurs ont conclus
l'existence d'une relation de long terme entre la demande de monnaie et ses
déterminants dont les arguments sont représentés par les
variables revenu réel (GDP), taux d'intérêt et taux
d'inflation (mesuré par l'IPC dans ce cas). En effet, la fonction de
demande de monnaie en Algérie (1964-2009) est statistiquement
significative, et présente une stabilité paramétrique
appréciable. Les résultats confirment pleinement les
hypothèses de la théorie économique concernant la demande
de monnaie.
| 
