A-1- Estimation du modèle
Le test de cointégration de Johansen confirme
l'existence d'une relation de cointégration entre ces deux variables. Le
modèle à estimer prend ainsi la forme d'un modèle à
correction d'erreur (VECM), et ce dans le but de spécifier la dynamique
de court terme dans une combinaison linéaire qui les unit en vue
d'atteindre l'équilibre de long terme. L'estimation de
modélisation se compose ainsi de deux parties distinctes. La
première représente l'estimation des relations de
cointégration ou de long terme (sur la durée de la période
étudiée) alors que la seconde partie retranscrit les estimations
des forces de rappels ainsi que celles des relations de court terme.
A partir de l'estimation des données,
présentée en annexe 4 à la page 119, nous avons obtenu la
relation de long terme suivante :
D(IPCE) = 1.036 + 0.302060 D(PPD)
(-4.80462)
* La statistique en italique représente le t- de
student.
Les résultats de l'estimation convergent avec nos
attentes ; le coefficient de long terme est significatif (4.80 1.96) et
dénote d'une relation positive entre les variations de l'indice des prix
énergétique et celles du prix du pétrole en dinar, dans le
sens qu'une augmentation de 10% des variations du prix du pétrole
engendre une hausse de 3.02% des variations de l'indice des prix
énergétique.
A ce niveau, il est indispensable de s'assurer de la
validité du mécanisme de retour vers l'équilibre de long
terme, le tableau suivant résume les résultats de l'estimation de
la relation de court terme :
Tableau 4-8 : Estimation de la force de rappel et des
relations de court terme : Le retard p = 2, estimation avec constante et sans
tendance
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Correction d'erreur D(IPCE)
|
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CointEq1
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-0.997149
|
|
(-6.92287)
|
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D(IPCE(-2))
|
-0.010144
|
|
(-0.06936)
|
|
D(IPCE(-3))
|
-0.119245
|
|
(-0.65906)
|
|
D(IPCE(-4))
|
-0.164780
|
|
(-1.18685)
|
|
D(PPD(-2))
|
0.049798
|
|
(0.63869)
|
|
D(PPD(-3))
|
-0.096159
|
|
(-1.14787)
|
|
D(PPD(-4))
|
0.027440
|
|
(0.34471)
|
|
Constante
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-0.122708
|
|
(-0.40266)
|
|
R2
|
0.521122
|
* Les valeurs en italique représentent les t
de student.
On note que CointEq1 désigne le vecteur associé
à la relation de cointégration qui contient les coefficients des
termes à correction d'erreur.
Le tableau 4-8 montre que la relation de cointégration
est caractérisée par une force de rappel négative et
significative dans la relation entre les variations des prix
énergétique et celle des prix du pétrole, permettant ainsi
le retour à l'équilibre de long terme. Ce résultat
statistique reflète le caractère temporaire ou transitoire des
effets d'un choc des variations des prix du pétrole sur celle des prix
énergétique. La significativité de cette force de rappel
ou du mécanisme de retour vers une cible de long terme est la
résultante de la politique anti-inflationniste mie en oeuvre par l'Etat
tunisienne. On constate également que les autres coefficients de court
terme sont tous significativement égalent à zéro, ce
résultat confirme nos précédentes observations et
approfondit notre étude, en effet, la dynamique des variations de
l'indice des prix énergétique n'est pas significativement
conditionnée sur le long terme par les niveaux des variations du prix du
pétrole à court terme.
A-2- Test de causalité au sens de
Granger
Dans ce cadre, on test la validité de l'hypothèse
nulle H0, selon la quelle la variable X ne cause pas la variable Y. Cette
hypothèse est acceptée si la probabilité de la statistique
F est
supérieure aux seuils appropriés, dans le cas
inverse, on rejette H0 alors X cause au sens de Granger la variable Y.
Les résultats de ce test sont présentées
dans l'annexe 4 à la page 120 et résumer dans le tableau 4-9,
tous en conservant le même nombre de retard p = 2.
Tableau 4-9 : test de causalité au sens de
Granger entre les deux variables du
premier modèle ; Nombre
d'observation égal à 73
Hypothèse nulle Statistique-F
Probabilité
|
|
D(PPD) ne cause au sens de Granger 2.65520
0.07757
D(IPCE)
D(IPCE) ne cause au sens de
Granger
D(PPD)
|
1.13664
|
0.32691
|
|
Comme le montre le tableau, il nous apparaît la
probabilité de la statistique F correspondant à « D(IPCE) ne
cause au sens de Granger D(PPD) » est égale à 0.32691 0.1 :
On accepte alors H0, l'indice des prix alimentaire ne cause pas les variations
des prix du pétrole.
La probabilité de la statistique F associer à
« D(PPD) ne cause au sens de Granger D(IPCE) » est égale
à 0.07757 0.1 : On rejette alors H0, les variations des prix du
pétrole cause au sens de Granger l'indice des prix des produits
alimentaires, ce qui converge avec nos attentes. De ce fait, on note que la
variable D(PPD) se présente comme une variable exogène
(explicative), alors que D(IPCA) est la variable endogène (à
expliquée).
A-3- Fonction de réponse
impulsionnelle
L'idée générale de ce test se résume
dans l'information concernant l'évolution d'une variable suite à
une impulsion (choc) sur une autre variable.
Dés lors, il nous parait intéressant d'examiner
l'impact d'une impulsion sur les variations des prix du pétrole sur
l'indice des prix énergétique. On considère que
l'amplitude du choc est égale à deux fois l'écart type de
la variable explicative et que l'observation des effets s'étale sur un
horizon de 10 périodes, c'est-à-dire de 10 trimestres, la
fonction de réponse impulsionnelle des variations des prix
énergétique suite à un choc des variations des prix du
pétrole se présente comme suit :
Courbe 4-1 : Fonction de réponse impulsionnelle
des variations des prix
énergétique au choc des variations des
prix du pétrole
De cette représentation graphique, il en ressort que
l'effet d'une impulsion sur les variations des prix du pétrole sur
l'indice des prix énergétique est retardé et persistant,
ce qui appui les résultats de notre estimation. C'est l'effet le plus
rapide puisqu'il sera ostensible dés le deuxième trimestre, il
atteint sont pic à un l'horizon de trois trimestres, audelà des
quelles, l'effet s'amorti progressivement. Au bout de septième
trimestre, l'effet s'ajuste accommodement à un nouveau sentier
d'équilibre de long terme, ce qui certifie le caractère
persistant de ce type de choc.
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