Mutations financières et canaux de transmission de la politique monétaire: cas de la Tunisie

IV-5-Test de l'auto corrélation des erreurs

Avant de passer à l'étude des fonctions de réponses aux chocs, il paraît utile de s'assurer que les résidus ne sont pas auto-corréélés. Pour cela, nous allons utiliser le Portemanteau auto-corrélation test qui reporte les Q statistiques et les Q statistiques ajustées pour l'hypothèse nulle de la non corrélation des séries jusqu'à l'ordre h. les deux statistiques utilisent la distribution de Qui deux à degré de liberté où p est l'ordre du retard du VAR.

Les tableaux suivants rapportent les résultats du test et montre l'absence de l'auto corrélation des erreurs.

Tableau .9. Porte manteau corrélation test pour la deuxième période

	Q-Stat	Prob	Q-stat ajusté	Prob	Degré de liberté
1	5.996535	NA*	6.032877	NA*	NA*
2	50.04900	0.0021	50.62257	0.0018	25
3	72.78058	0.0194	73.77252	0.0160	50
4	103.4613	0.0164	105.2107	0.0122	75
5	141.2604	0.0042	144.1838	0.0025	100
6	161.7994	0.0149	165.4930	0.0089	125
7	186.6756	0.0225	191.4644	0.0125	150
8	222.6711	0.0086	229.2824	0.0037	175
9	252.6908	0.0068	261.0230	0.0024	200
10	279.2674	0.0080	289.3032	0.0025	225
11	297.7757	0.0205	309.1250	0.0064	250
12	399.6868	0.0000	418.9773	0.0000	275

Tableau. 10. Porte manteau corrélation test pour la deuxième période

	Q-Stat	Prob	Q-stat ajusté	Prob	Degré de liberté
1	6.475470	NA*	6.521072	NA*	NA*
2	47.92891	0.0038	48.56250	0.0032	25
3	79.61754	0.0049	80.93018	0.0037	50
4	116.7708	0.0014	119.1526	0.0009	75
5	139.4338	0.0056	142.6368	0.0033	100
6	168.0032	0.0062	172.4573	0.0032	125
7	184.2870	0.0298	189.5793	0.0159	150
8	218.0601	0.0150	225.3537	0.0061	175
9	234.4998	0.0477	242.8976	0.0206	200
10	270.2579	0.0209	281.3443	0.0063	225
11	284.6495	0.0652	296.9352	0.0222	250
12	387.7817	0.0000	409.5146	0.0000	275

D'après les deux tableaux, l'auto corrélation est rejetée, ce résultat nous permet de passer à l'étude des fonctions des réponses des chocs.

V- Les réponses de l'économie à un choc de politique monétaire

Nous étudions les réponses de l'économie à un choc de politique monétaire (taux d'intérêt). Le choc a lieu en une seule période, mais comme le modèle inclut une dynamique autorégressive et une dynamique économique, le choc persiste sous une forme atténuée pendant un certain temps.

Les fonctions de réponse calculées indiquent la réponse des différentes variables économiques à des chocs d'un écart type sur les résidus.

L'horizon retenu est relativement court, de 12 mois pour la première sous période et 24 mois pour la seconde sous période contrairement à Sims [1992] qui retient 48 mois, car à mesure que les délais s'allongent les intervalles de confiance pour ces fonctions des réponses impulsionnelles s'élargissent et la fiabilité des résultats diminue. L'intervalle de confiance retenu ici est d'un écart type.

Les réponses des chocs pour la première sous période (1975-1988)

Les réponses des chocs pour la deuxième sous période (1989-2006)

L'inspection des réponses des différentes variables à un choc de la politique monétaire montre pour la première sous période, une hausse du taux de marché monétaire fait augmenter la production industrielle, qui atteint sa hausse maximale au bout de deux mois. Puis ce dernier baisse rapidement et d'une pente aigu, traduisant ainsi l'effet à court terme et l'absence de cet influence du taux d'intérêt sur la production à long terme.

La hausse du taux d'intérêt fait augmenter la masse monétaire M2 qui atteint sa hausse maximale au bout de deux mois et baisse de nouveau ce qui implique que le taux d'intérêt ne peut influencer la masse monétaire qu'à court terme ce résultat peut être expliqué par le choix de l'agrégat qui est formé en partie de dépôt rémunéré au Tmm ayant tendance à augmenter avec ce taux.

Le crédit baisse suite à ce choc d'une façon très aigu pour les trois premiers mois et la pente diminue pour le long terme.

Enfin pour le taux de change, l'allure de la courbe montre que le choc a apprécié et déprécié le taux de change, de cette façon nous ne pouvons pas conclure cette influence vue l'absence d'une explication claire du comportement de tcre suite au choc de la politique monétaire.

L'inspection de ces chocs montrent que la politique monétaire ne peut choqué les autres variables à savoir, le crédit, le taux de change, la masse monétaire et l'activité réelle représenté par la production qu'à très court terme ou même elle ne l'influe pas.

Pour la deuxième sous période, un choc sur le taux d'intérêt produit d'abord une baisse de la masse monétaire, maximale huit mois après, puis cette baisse s'affaiblit et le choc s'amorti à long terme. Mais les fonctions de réaction du taux d'intérêt aux chocs survenu sur la masse monétaire montrent que les autorités monétaires font augmenter le taux pour contrecarrer la croissance de celle-ci.

La réponse du crédit est aussi dans le sens attendu théoriquement. L'augmentation du taux de marché monétaire a engendré une augmentation des crédits à court terme mais à long terme cet effet se stabilise, ce résultat semble être conforme avec les prédictions théoriques de Stiglitz.

L'activité réelle diminue avec un effet maximal deux mois après le choc puis il remonte au bout de six mois.

Selon l'analyse Keynésienne le TMM n'influence pas la production puisque l'accroissement des investissements privés est dû à la création monétaire et non à l'épargne. Même que le taux d'intérêt influe à court terme la décision d'investissement cet effet s'amortie à long terme. La non sensibilité de l'investissement au taux d'intérêt mène à long terme vers la stabilité de l'agrégat monétaire au sens large.

Toute augmentation de taux de marché monétaire entraîne une réduction du tcre puisqu'il existe une fuite de capitaux vers l'extérieur ce qui méne à une appréciation de la monnaie nationale par rapport au principaux pays partenaires (L'Allemagne, l'Italie, la France).

Les simulations semblent confirmer le changement dans la transmission de la politique monétaire en Tunis.