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Transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation: le cas de la tunisi( Télécharger le fichier original )par Refk Selmi Jendouba - DEA 2007 |
Section II. Données et modèle :Le modèle utilisé est inspiré de celui de Choudhri et Hakura (2001) et Kara et Ogunc (2005). Il s'agit d'un modèle VAR43(*) (vectoriel autorégressif) qui rend compte de la relation dynamique entre l'inflation (désigne dans ce modèle par l'indice des prix à la consommation) et la variation du taux de change effectif nominal en faisant la part des autres variables macro-économiques telles que (l'agrégat M4, la valeur des importations et la valeur des exportations). Ainsi, le modèle est le suivant : Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie n k=0 n k=0 K=1 K=1 Log IPCt = 1 + k (Log IPC)t-k+ k (Log TCEN)t-k n k=0 n k=0 K=0 K=0 + k (Log PM)t-k + k (Log M4)t-k + n k=0 K=0 k (Log XP)t-k + t n n
K=1 K=1 Log TCENt = 2 + k (Log TCEN)t-k + k (Log IPC)t-k n n K=0 K=0 + k (Log M4)t-k+ k (Log PM)t-k + n K=0 k (Log XP)t-k + t Pour ce faire, nous avons utilisé des données mensuelles qui s'étalent sur la période 1999-2007et qui sont issues de manuel des statistiques financières et service de change de la banque centrale (BCT) et des statistiques de l'institut national de la statistique (INS) (annuaire statistique de la Tunisie : commerce intérieur et commerce extérieur). En plus, toutes les variables utilisées dans ce modèle sont successivement : Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie
Les variables endogènes :
Cette variable est importante pour l'analyse du processus de transmission et donc pour décrire la relation existante entre le taux de change et les prix à la consommation puisque selon la théorie parcourue, une dépréciation du taux de change induit à une augmentation de la demande intérieure des biens qui conduit à leur tour à renchérir les biens exportables et donc à augmenter indirectement les prix à la consommation.
Section III. Méthodologie : « Appréciations empiriques du lien entre taux de change effectif nominal et prix à la consommation » (analyse de causalité) Comme déjà mentionné ci-dessus, une question essentielle concernant la spécification de modèle est de savoir, si une variable possède un lien de causalité avec une autre ou non. Afin de fournir une réponse à cette question, nous allons utiliser un test de Granger (1969) qui est désormais connu sous l'appellation « lien de causalité dans le sens de Granger ». La première étape de l'étude proposée consiste à examiner la stationnarité des différentes variables du modèle. La seconde étape constitue un test sur le nombre de retards. Et c'est au niveau de la troisième étape que l'analyse de causalité est effectuée. L'analyse est menée en termes de logarithme népérien43(*) des variables. Cette partie de l'étude s'intéresse particulièrement aux liens causals entre taux de change effectif nominal et inflation (indiquée dans ce modèle, indice des prix à la consommation) en faisant la part à des autres variables macroéconomiques (l'agrégat M4 et les valeurs des importations et des exportations). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Enfin, une analyse impulsionnelle (réponses de Cholesky) est menée pour affirmer le lien robuste et causal entre l'évolution du taux de change et le niveau d'inflation. III.1. Tests de stationnarité: Les paramètres du modèle VAR ne peuvent être estimés que sur des séries chronologiques stationnaires. L'étude de la stationnarité constitue la base de toute analyse des séries temporelles par l'examen de l'espérance et de variance (voir les figures de l'annexe I, étape 3). Une série temporelle est dite stationnaire43(*) si elle ne comporte ni tendance, ni saisonnalité et plus généralement aucun facteur n'évoluant avec le temps. Ainsi, pour étudier la stationnarité des différentes variables du modèle, nous avons effectué un test de Dickey et Fuller augmenté (ADF, 1981)43(*) et un test de Phillips Perron (PP, 1988)43(*). A partir de ces deux tests, nous pouvons déterminer l'ordre d'intégration de chacune d'entre elles (voir annexe I, étape 2). Les résultats obtenus sont récapitulés dans les deux tableaux suivants : Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Tableau 3 : Test ADF aux variables du modèle
Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Tableau 4 : Test PP aux variables du modèle
A partir des résultats dégagés dans les tableaux (3) et (4), nous remarquons que les valeurs des statistiques (ADF) et (PP) associées aux variables utilisées dans le modèle sont inférieures aux valeurs critiques de Mackinnon à des degrés de significativité 1%, 5% et 10%. D'où, nous pouvons accepter l'hypothèse nulle de racine unitaire pour l'ensemble de variables et qui sont donc toutes stationnaires en niveau I(0). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie à Ces caractéristiques nous permettent d'utiliser la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO) pour estimer les équations du modèle proposé. III.2.Détermination du nombre de retards43(*) : (Méthode basée sur l'utilisation de critères d'information) Pour déterminer le nombre de retards, nous avons utilisé les critères d'AKAIKE (AIC), de Schwarz (SC), de Hannan-Quinn (HQ) et le critère de Final Predictor error (FPE). Dans le cas de représentation VAR, ces critères peuvent être utilisés pour déterminer l'ordre p du modèle (p est le nombre de retards optimal). Ainsi et à partir de ces tableaux, nous pouvons déterminer l'ordre optimal de notre modèle : Tableau 5 : Minimum des critères AIC, SC, HQ et FPE pour le modèle 1 (intégrant TCEN1)
Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Tableau 6 : Minimum des critères AIC, SC, HQ et FPE pour le modèle 2 (intégrant TCEN2)
La procédure de sélection de l'ordre de la représentation consiste à estimer le modèle VAR [intégrant le TCEN1] pour un ordre allant de 0 à 6 (6 étant le retard maximum admissible dans ce cas) et le modèle VAR [intégrant le TCEN 2] pour un ordre allant de 0 à 8 (8 étant le retard maximum)44(*). à Pour ces deux cas, l'ordre optimal ou le retard p qui minimise les critères AIC, SC, HQ et FPE est p = 1.Autrement, le retard retenu pour l'ensemble des variables est de 1 puisque nous observons immédiatement que les minima des critères choisis sont situés sur la ligne 1 pour les deux modèles, correspondant donc à 1 décalage (voir Annexe I, étape1). III.3.Estimation des paramètres du modèle vectoriel autorégressif (VAR) Pour estimer les paramètres du modèle VAR, nous utiliserons la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO)44(*). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie L'estimation des coefficients des variables retenus dans le modèle figure dans l'annexe II et est récapitulée dans les équations suivantes. Nous nous interrogeons par cette estimation sur l'étude des liens, de la nature et de l'intensité des interactions qui pourrait exister entre le taux de change effectif nominal et l'inflation ainsi que d'autres variables macroéconomiques dans le cadre de l'économie tunisienne. A ce stade, nous pouvons spécifier le modèle (1) comme suit : (Log IPC)t = 0.001+ 0.238 (Log IPC)t-1 - 0.53 (Log TCEN1)t-1 + 0.0006 (Log PM)t-1 + (1.771) (2.20) (1.033) (0.208)
0.084 (Log M4)t-1 - 0.004 (Log XP)t-1 + åt (2.886) (-1.37) (I) R²= 0.421, Rajusté = 0.271, N= 103 Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie (Log TCEN1) = 0.002+ 0.309 (Log TCEN1)t-1+ 0.306 (Log IPC)t-1 + 0.013 (Log PM)t-1 (1.259) (2.884) (1.033) (1.476)
+0.023 (Log M4)t-1 - 0.001 (Log XP)t-1 + åt (-0.29) (-0.202) (II) R²= 0.305, Rajusté= 0.125, N=103 Les statistiques entre parenthèses représentent les t-de student. Dans l'équation (I), nous remarquons qu'une variation du taux de change (dollar/dinar) (?LogTCEN1) a un effet négatif et significatif sur l'inflation. Autrement, une dépréciation du TCEN1 se traduit par un grand niveau d'inflation locale, ce qui est contradictoire avec la théorie notamment Devereux et Yetman (2003) et Kara et Ogunc (2005). Mais, nous pouvons affirmer cette corrélation négative en prenant compte du lien entre la variation de la monnaie nationale par rapport à la devise étrangère et les niveaux de l'IPC (une appréciation de dinar face au dollar conduit à une diminution des prix intérieurs). Selon l'équation (II), nous remarquons qu'une évolution de l'IPC influe positivement sur le TCEN1 (c'est-à-dire, qu'une augmentation de l'IPC induit à une appréciation du TCEN1) ce qui est en conformité à la théorie économique (Laflèche (1996-1997)) indiquant qu'une appréciation du taux de change s'accompagne d'une augmentation de l'IPC, si nous faisons la part du sens réciproque. Alors que pour l'équation (IV), l'IPC est corrélé négativement à la variation du TCEN2 (c'est-à-dire qu'une augmentation de l'IPC induit à une dépréciation du taux de change). Ceci peut nous informer à ce que l'IPC peut causer une variation du taux de change comme l'indique la théorie de parité des pouvoirs d'achat qui soutient que les prix déterminent le taux de change. Selon la PPA45(*), une variation du taux de change est égale au rapport entre l'inflation à l'étranger (niveau des prix étrangers) et l'inflation locale (niveau des prix locaux). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Cette théorie stipule qu'une différentielle d'inflation provoquera une pression sur le taux de change. Mais, et à partir de l'estimation des paramètres du modèle, nous identifions qu'une augmentation de l'IPC induit à une appréciation du TCEN1 et d'une dépréciation du TCEN2, ce qui implique que la relation entre ces deux variables clés de notre étude n'est pas réciproque. Cette analyse confirme aussi que les prix à la consommation ne peuvent pas refléter d'une façon précise et adéquate l'impact d'un accroissement des prix à la consommation sur la variation du taux de change effectif nominal puisque cette dernière peut être le reflet d'une forte rigidité de prix intérieurs (loi de rigidité nominale).46(*) Par conséquent, nous pouvons juger qu'il s'agit d'une relation circulaire entre les fluctuations du taux de change et d'inflation domestique (IPC) en s'appuyant sur la PPA, mais, ceci ne veut pas dire qu'une augmentation de l'IPC doit causer une appréciation du TCEN en se basant sur la loi de rigidité nominale ainsi que les signes de coefficients dégagés de l'estimation de notre modèle (voir équations (II) et (IV)). L'agrégat M4 (?LogM4) est corrélé positivement et de façon significative à l'inflation alors que pour l'équation (II), il s'agit d'une pondération faible sur l'évolution du TCEN1, ce qui légitime le fait que l'agrégat M4 est un déterminant d'inflation. Ceci suggère qu'une contraction monétaire réduit l'inflation surtout que M4 est le meilleur agrégat qui rend compte de l'orientation de la politique monétaire en Tunisie. En plus, puisque selon la théorie quantitative, la quantité de monnaie détermine le niveau général des prix, donc le taux de d'inflation dépend du taux de croissance des agrégats monétaires (Les prix varient de la même proportion que la masse monétaire). Ce résultat peut aussi s'expliquer par le fait qu'un excédent de la balance des paiements a un effet inflationniste qui s'exerce directement par l'augmentation de la masse monétaire. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie C'est pour cette raison que la réduction sensible de l'objectif de croissance de la masse monétaire a pour but d'apaiser les pressions inflationnistes « Le taux de change n'influencera pas généralement l'inflation indépendamment du taux de croissance des agrégats monétaires.» (Voir Campa et Goldberg (2004)). Plus important, Kara et Ogunc (2005) démontrent dans leur étude sur ce processus de répercussion qu'un facteur commun ou un signal entraîne une évolution simultanée des agrégats monétaires et des prix intérieurs. Par exemple, les meilleures perspectives économiques sont la cause à la fois d'un accroissement de la masse monétaire et d'inflation domestique (car la demande de monnaie augmente avec l'augmentation des prix intérieurs). Dans les équations (I) et (II), la valeur des exportations (?Log XP) admet un signe négatif et statistiquement significatif sur l'évolution de niveau de l'IPC et un signe négatif mais avec une pondération faible avec le TCEN1. Cette situation peut être analysée dans le sens où une appréciation de dinar par rapport au dollar (c'est-à-dire une dépréciation du TCEN1) qui conduit selon la théorie à une diminution des prix intérieurs, rend la valeur des exportations plus chère en rapport avec la demande extérieure. Il faut ajouter qu'une dépréciation du TCEN1 conduit à une perte de compétitivité pour les Etats-Unis à un renchérissement des exportations, c'est-à-dire une appréciation de la monnaie nationale par rapport au dollar induit à une diminution des exportations. La valeur des importations (?Log PM) influe positivement et significativement sur le TCEN1, autrement dit, une appréciation de dinar par rapport au dollar va rendre les intrants importés moins chers en rapport avec la demande intérieure. Donc, cette appréciation de la monnaie nationale va conduire à une augmentation des importations. Alors que pour les équations (III) et (IV), la valeur des exportations (?Log XP) admet un coefficient de corrélation négatif mais avec une pondération faible en rapport avec le TCEN2. Cet état peut s'expliquer par le fait qu'une dépréciation de dinar par rapport à l'euro va rendre les exportations moins chères vis-à-vis de la zone euro, ce qui conduit à un accroissement des produits exportés (gain de compétitivité), induisant donc à une augmentation des prix intérieurs. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie De même comme pour l'équation II, la valeur des importations (?Log PM) influe positivement le TCEN2, ceci revient à la littérature théorique parcourue montrant qu'une appréciation du TCEN2, c'est-à-dire une dépréciation de dinar par rapport à l'euro rend les intrants importés plus chers en rapport avec la demande intérieure. Donc, cette dépréciation de la monnaie nationale va conduire à une diminution des importations. Cette relation confirme les thèses de Choudhri et Hakura (2001) et Gagnon et Ihrig (2004) qui affirment que les variations du taux de change se transmettent directement aux prix des produits importés et que l'évolution de la monnaie nationale est positivement corrélée à la valeur des importations en utilisant un modèle de régression Log-linéaire liant le TCEN au PM. Par la suite, nous nous intéressons à analyser le modèle (2) qui est récapitulé (voir annexe II), comme suit : ?(Log IPC)t = 0.0006 + 0.192 ?(LogIPC)t-1 + 0.024 ?(LogTCEN2) t-1 + 0.0003 ?(Log PM) t-1 (1.032) (1.714) (1.403) (0.108)
+ 0.093 ?(Log M4) t-1 - 0.004 ?(Log XP) t-1 + åt (3.152) (-1.444)
R2 = 0.446, Rajusté = 0.284, N = 103 Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie ?(Log TCEN2)t = - 0.0004 + 0.371 ?(Log TCEN2)t-1 - 0.793 ?(Log IPC) t-1 (-0.105) (3.344) (-1.107)
+ 0.001 ?(Log PM) t-1 + 0.052 ?(Log M4) t-1 - 0.001 ?(Log XP) t-1 + åt (1.076) (0.278) (-0.079)
R2 = 0.279, Rajusté = 0.068, N = 103 En plus pour ces équations, nous remarquons une différence pour la relation existante entre l'IPC et le TCEN2 en comparant avec les résultats des équations (I) et (II) puisque les variations du taux de change (euro/dinar) influent positivement et significativement sur l'inflation et réciproquement, ceci peut être expliqué de la manière suivante : Nous pouvons constater, comme précédemment annoncé, qu'il s'agit d'un lien étroit entre les fluctuations du taux de change et d'inflation domestique (IPC) en s'appuyant sur la parité des pouvoirs d'achat. Mais, ceci ne veut pas dire qu'une augmentation de l'IPC doit causer une appréciation du TCEN en se référant au reflet que peut donner une rigidité des prix intérieurs ainsi que les signes de coefficients dégagés de l'estimation des paramètres de notre modèle. Il en est de même pour l'agrégat M4, le coefficient de corrélation a un signe similaire aux résultats du modèle (1) ainsi que pour le degré de significativité et ceci revient aux mêmes causes précédemment annoncées pour ces deux variables (l'agrégat M4 est considéré comme indicateur avancé pour l'IPC). A partir des résultats aboutis par l'estimation des paramètres des deux modèles utilisés, nous pouvons constater qu'un bas niveau d'inflation (qui constitue un objectif crucial pour les autorités monétaires (la banque centrale)) est atteint si les conditions suivantes sont vérifiées : une masse monétaire M4 réduite, une dépréciation du taux de change effectif nominal (pour TCEN1) avec un renchérissement de la valeur des exportations (diminution des produits exportés vers les Etats-Unis. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie En plus, un grand niveau d'inflation (pressions à la hausse des prix intérieurs se réalise si les conditions suivantes sont présentes : un accroissement de M4, une appréciation du taux de change (TCEN2) avec une valeur moins chère des exportations (donc augmentation des exportations). A la lumière de ces résultats, nous pouvons conclure que la majorité des coefficients des variables utilisées dans le modèle ont des signes attendus et significatifs. Mais, pour les modèles (1) et (2), la valeur des importations (PM) influence positivement et significativement sur les TCEN1 et TCEN2 mais avec une pondération faible sur l'inflation (IPC). Ceci pose une question particulière et potentielle puisque dans le lissage de plusieurs études théoriques et empiriques portant sur le thème de transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation, nous avons vu que le taux de change influence directement l'inflation par le biais des biens importés (autrement dit, les variations du taux de change effectif normatif se transmettent aux prix de produits importés, puis, se répercutent sur les prix à la consommation). Donc et puisqu'en rapport avec l'IPC, il est à remarquer que le coefficient de la valeur des importations est quasi nul ou non significatif. Face à ce problème la stratégie a consisté à intégrer l'effet de l'agrégat M4 qui influence significativement sur l'inflation. Ainsi et selon la théorie, parmi les incidences majeures d'une dépréciation du taux de change est la dégradation de la balance commerciale (revenu national se réduit et le revenu étranger s'accroît), alors que pour le cas d'une appréciation du taux de change, il s'agit d'une amélioration de la balance commerciale à cause du détournement de la demande étrangère vers les produits domestiques (le revenu national augmente et le revenu étranger diminue). · Pour le cas du TCEN1 : Déficit commercial PM > XP (1) Comme déjà ci-dessus mentionné, une dépréciation du taux de change (dollar/dinar) s'accompagne d'une augmentation des importations (intrants importés moins chers) et d'une diminution des exportations (renchérissement des produits exportés) vers les Etats-Unis. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Or M4 = PM - XP (2) avec PM : moins chère XP : plus chère et puisque nous avons selon les résultats déjà aboutis, M4 influence positivement et significativement l'inflation domestique donc une réduction de M4 (qui s'accompagne d'une entrée des produits importés moins chers) induit donc à une diminution des prix intérieurs. · Pour le cas du TCEN2 : Excès commercial PM < XP (4) Une appréciation du taux de change (euro/dinar) s'accompagne d'une diminution des importations (intrants importés plus chers) et d'une augmentation des exportations vers la zone euro (produits exportés moins chers). Pour ce cas, M4 > 0 (5) avec PM : plus chère XP: moins chère De même, M4 est corrélé positivement et de façon significative à l'inflation locale. Donc, un accroissement de M4 qui signifie un renchérissement des intrants importés se suit par une pression à la hausse des prix à la consommation. Remarque : Nous n'avons pas fait la part des élasticités-prix. Les effets-prix ont un effet pervers sur la balance commerciale si la demande des importations et des exportations ne soit pas suffisamment élastique. Ainsi et en nous basant sur les équations du modèle, une augmentation de 10% de l'IPC s'effectue suite à : une appréciation de dinar par rapport au dollar (TCEN1) de 0.53% et une hausse de l'euro face au dinar (TCEN2) de 0.24% (ceci revient à ce que le poste de produits alimentaires importés de l'Europe occupe la partie la plus grande du panier de l'IPC), une amélioration de la valeur des importations de 0.006% pour les produits énergétiques (hydrocarbures, principalement le pétrole net) importés des Etats-Unis (la dépréciation du dollar alourdi la facture des importations) par rapport à une augmentation de 0.003% pour les produits importés des pays européens (l'appréciation de l'euro face au dinar renchérit les intrants importés essentiellement les produits alimentaires, donc la dépréciation de la monnaie domestique relève les prix des produits étrangers pour les résidents domestiques, ce qui conduit à une diminution des importations venues de l'Europe). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Toutefois, les prix intérieurs augmentent proportionnellement à l'augmentation de l'offre de monnaie (baisse de la valeur de la monnaie nationale par rapport à l'euro pendant toute la période de l'étude et hausse par rapport au dollar pendant une grande partie de cette même période). Il est à noter ainsi que les prix à la consommation ont évolué, notamment, sous l'effet de la persistance de la hausse des cours de la plupart des produits de base sur le marché mondial et de l'appréciation de l'euro contre le dinar qui a renchérit les importations alors que la faiblesse de la demande intérieure est conjuguée à l'appréciation de dinar face au dollar. En plus, l'augmentation de 10% de l'IPC entraîne un accroissement de la valeur de l'agrégat M4 de 0.84% pour le premier modèle et de 0.93% pour le deuxième. Ce qui montre que l'agrégat M4 dépend de la zone choisie (Europe ou Etats-Unis) et insiste sur le fait que les importations européennes sont plus chères que les intrants importés des Etats-Unis. La valeur des exportations diminue de 0.04% pour les produits exportés vers les Etats-Unis alors que pour ceux exportés vers les pays européens, cette valeur diminue de 0.04% suite à une augmentation de 10% de l'IPC (ceci met en relief que la Tunisie bénéficie de la même manière pour les deux zones alors qu'en réalité , ce pays gagne plus en exportant vers les pays européens qu'en exportant vers les Etats-Unis suite à une appréciation continue durant presque toute la période de l'étude de l'euro face au dinar). Par ailleurs et en s'appuyant sur l'impact des fluctuations du taux de change effectif nominal sur les autres variables macroéconomiques du modèle, nous remarquons qu'une dépréciation de 10% du TCEN1 s'effectue après: une diminution de l'IPC de 3.06%, des intrants importés des Etats-Unis moins chers de 0.13% et renchérissement des produits exportés de 0.01%. Dans le même contexte, une appréciation de 10% du TCEN2 se réalise suite à : une diminution de l'IPC de 7.93%, un renchérissement des importations de 0.01%, un et une valeur des exportations réduite (moins chère) de 0.01%. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Ces résultats montrent qu'une diminution de l'IPC cause à la fois une dépréciation du TCEN1 et une appréciation du TCEN2, alors que nous sachons et dans le lissage de plusieurs études portant sur le mécanisme de transmission notamment Laflèche (1996-1997) qu'une dépréciation du taux de change affecte les prix intérieurs en les diminuant et une appréciation les affecte en les augmentant. Ainsi, toutes les variables utilisées pour les deux équations (I) et (II) ont les signes attendus et presque toutes ces dernières sont statistiquement significatives en rapport avec la variable à expliquer (l'IPC), tandis que pour les équations (II) et (IV), nous constatant que les variables explicatives n'ont pas tous les signes et pondérations attendus, donc ne sont pas tout à fait représentatives de la variable endogène considérée (TCEN). En plus, nous pouvons juger que le modèle (1) a une adéquation statistique plus bonne que le modèle (2) au niveau de la variabilité des fluctuations du taux de change effectif nominal (R2 ajusté correspond à 43% pour le premier modèle alors qu'il correspond à 35% pour le deuxième). Au niveau de la variabilité d'inflation, le modèle(2) semble avoir une adéquation meilleure que le modèle (1) (R2 ajusté correspond à 73% de la variabilité d'inflation pour le deuxième modèle alors que le premier, il correspond à 69%). Ainsi, nous pouvons conclure que les équations (I) et (III) reliant l'IPC aux autres variables économiques expliquent une partie plus grande des variables explicatives que les équations (II) et (IV) liant le taux de change effectif nominal (TCEN1 ou TCEN2) aux autres variables puisque R2 est plus élevé pour le premier cas que pour le second (plus le coefficient de détermination se rapproche de 100, plus les variables exogènes utilisées sont représentatives de la variable endogène). Toutefois, les résultats qui en ressortent par cette comparaison entre l'évolution des parités (dollar/dinar) et (euro/dinar) sont précédemment expliqués. La constante de la régression positive et statistiquement significative pour les équations (I) et (III) prouvent que les autorités monétaires (BCT) suivent une politique monétaire rigoureuse pour contrebalancer le différentiel d'inflation entre la Tunisie et l'étranger et donc pour maintenir la stabilité des prix. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Enfin, ces relations directes entre l'inflation (mesurée par l'indice des prix à la consommation) et le taux de change effectif nominal pour le panier de devises majeures de dinar (euro et dollar) ainsi que les autres variables macroéconomiques retenues dans les équations des deux modèles (1) et (2) ci-dessus-mentionnées vont être analysées maintenant à partir du test de causalité de Granger (voir annexe III). III.4.Interactions dynamiques entre inflation, taux de change effectif nominal et autres variables macroéconomiques : La démarche suivie consiste à examiner sous divers angles le lien entre les mouvements du taux de change et les prix à la consommation. Dans un premier temps, un modèle vectoriel d'interaction entre ces deux variables macroéconomiques en faisant la part d'autres variables est estimé pour tenter de repérer les interactions statistiques. Dans un deuxième temps, un test de causalité de Granger est mis en oeuvre pour présenter le lien étroit et causal entre les variables dépendantes du modèle. Dans un troisième et dernier temps, une analyse des réponses impulsionnelles de Cholesky a été menée pour confirmer le test précédent. Pour cette partie d'étude, nous allons analyser les relations existantes entre les différentes variables du modèle avec une insistance sur les interactions entre l'indice des prix à la consommation et les taux de change effectifs nominaux (dollar/dinar) et (euro/dinar). III.4.1.Test de causalité de Granger (1969): Pour étudier le lien causal entre les variables économiques du modèle, nous avons utilisé un test de causalité initié par Granger (1969) qui est devenu au fil du temps, un cadre de réflexion aussi intéressant que celui relatif à la mise en évidence des liaisons économétriques. Le concept de causalité tel que proposé par Granger doit être interprété avec prudence « la variable y est la cause de x si la prédictibilité de x est améliorée lorsque l'information relative à y est incorporée dans l'analyse ».47(*) Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Autrement et au niveau théorique, la mise en évidence de relations causales entre les variables économiques fournit des éléments de réflexion propices à une meilleure compréhension des phénomènes économiques. De manière pratique, le concept de causalité est nécessaire à une formulation correcte de la politique économique. En général, à partir de ce test, nous pouvons montrer s'il s'agit d'un lien étroit entre les variations du taux de change et l'évolution des niveaux d'inflation (en particulier l'indice des prix à la consommation). Pour fournir une analyse robuste des rapports entre l'inflation et les fluctuations des taux de change effectif nominal, nous commençons à appliquer quelques essaies de causalité de Granger. De ce fait, nous devons vérifier si l'inflation cause les mouvements du taux de change ou si les variations du taux de change causent l'inflation. Expliqué d'une manière synthétique, une variation du taux de change peut être considérée comme « causée selon Granger » si l'indice des prix à la consommation est déterminant dans l'estimation de l'évolution du taux de change effectif nominal ou encore, d'une manière équivalente, si les coefficients des valeurs retardées de l'IPC sont significativement différents de zéro. Il est important de signaler qu'une double causalité n'est jamais à exclure lors de ce test. Ø Résultats de test de causalité de Granger (1969) : A partir de ce test, nous mettons en évidence les deux relations suivantes (voir Annexe III) : Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie 1ère relation : IPC et TCEN1 (dollar/dinar)
Le test de causalité de Granger montre que l'évolution taux de change effectif nominal (dollar/dinar) engendre l'inflation dans une probabilité de 88%. Il en est de même, l'inflation cause une variation du taux de change 84%. 2ème relation : IPC et TCEN2 (euro/dinar)
Ce test de causalité montre aussi que les fluctuations du taux de change effectif nominal (euro/dinar) engendrent l'inflation avec une probabilité très marquée de 94%. Il est de même pour l'inflation qui cause une évolution du taux de change avec une probabilité de 93%. Ainsi, les résultats dégagés de deux relations ci-dessus mentionnées indiquent une relation forte bidirectionnelle entre les variables car chacune d'elles cause l'autre presque de la même intensité mais on remarque une prépondérance de l'effet de l'évolution du taux de change par rapport à l'inflation pour chaque cas. En outre, le premier sens indiquant que les variations du taux de change causent un changement de niveau de l'IPC (dans le sens où une appréciation (dépréciation) du TCEN cause une augmentation (diminution) des prix intérieurs.) est similaire aux résultats de toutes les études élaborées sur le sujet de répercussion tels que Leigh et Rossi (2002) et Gagnon et Ihrig (2004). Le second sens montre que l'IPC cause des fluctuations du taux de change, ce qui est en conformité avec la parité des pouvoirs d'achat. Mais, ce deuxième sens ne signifie pas qu'une augmentation de l'IPC cause nécessairement une appréciation du TCEN ou l'inverse (nous basons notre analyse sur les résultats de l'estimation des équations (II) et (IV) du modèle) puisque nous devons faire la part d'une certaine rigidité et d'ajustement des prix. D'où et selon la théorie sur la rigidité des prix, un changement dans le niveau de l'IPC ne reflète pas les mouvements du taux de change mais il les détermine (selon PPA). De ce fait, nous pouvons conclure qu'il serait mieux pour étudier le mécanisme de transmission de s'intéresser aux incidences des variations du taux de change sur les prix à la consommation qu'au sens réciproque puisque l'évolution du TCEN reflète d'une manière précise les changements en niveau des prix intérieurs. Il est clair aussi et dans le lissage de plusieurs études empiriques que le processus de transmission des variations du taux de change sur l'inflation dépend de plusieurs variables, notamment, l'agrégat M4, la valeur des importations et celle des exportations. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Cette causalité entre l'indice des prix à la consommation, le taux de change effectif nominal et autres variables peut être représentée comme suit : Tableau 7 : Résultats des essais de causalité (à partir du test de Granger et d'estimation des équations du modèle) 1999 :01 - 2007 : 08
Les relations (1) et (8) indiquent une corrélation négative entre l'évolution du TCEN1 et l'IPC et positive entre celle de TCEN2 et l'IPC. La deuxième relation se rassemble à toutes les études sur ce thème alors que le premier lien s'oppose à la théorie économique. Cette relation peut être expliquée dans le sens où une appréciation de la monnaie nationale par rapport à une devise étrangère telle est le cas de la hausse de dinar face au dollar conduit à une diminution de l'IPC et donc à un bas niveau d'inflation (voir Laflèche, T. (1996-1997)). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie D'où, nous constatons une corrélation négative liant l'évolution de la monnaie nationale au changement en niveau de l'IPC et un lien positif entre les mouvements du TCEN et l'inflation domestique, ce qui confirme la thèse de Choudhri et Hakura (2001) considérant qu'une dépréciation du taux de change effectif nominal est génératrice d'un bas niveau d'inflation et inversement. Ajoutons que ces relations peuvent correspondre au mécanisme institutionnel d'intervention des autorités monétaires (la banque centrale) pour atteindre un niveau faible d'inflation puisque les efforts de stabilisation des taux de change effectifs nominaux abaissent les pressions inflationnistes surtout qu' « une politique monétaire axée sur la maîtrise de l'inflation ne permet pas aux variations du taux de change de dégénérer en spirale inflationniste » (thèse menée par Devereux (2001)). Toutefois, ces relations indiquent une indexation positive entre les deux variables clés du modèle dans le sens où une appréciation ((dépréciation) du taux de change effectif nominal (TCEN1 et TCEN2) conduit à une augmentation (diminution) des prix intérieurs), alors qu'elles indiquent une dépendance négative si nous prenons compte de la relation liant l'évolution de la monnaie locale face à l'étrangère avec l'IPC. Ce résultat est similaire à toutes les études portant sur ce thème. Plus précisément, la persistance d'une politique monétaire prudente et rigoureuse mène à abaisser l'impact de ces mouvements sur les prix. Les relations (2) et (9) indiquent qu'une évolution du niveau de l'IPC influe positivement sur TCEN1 (dollar/dinar) et négativement sur TCEN2 (euro/dinar). Autrement, une augmentation de l'IPC conduit à une appréciation du taux de change effectif nominal du dollar par rapport au dinar et une dépréciation de l'euro face au dinar, ce qui met en évidence qu'un changement en niveau de l'IPC ne reflète pas d'une façon adéquate les fluctuations du taux de change revenant ainsi à la rigidité des prix locaux. Donc, nous ne pouvons pas affirmer une dépendance réciproque (dans les deux sens) entre l'IPC et le TCEN. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Les relations (3) et (10) reviennent au fait que l'agrégat M4 est d'origine monétaire ce qui légitime une indexation entre cette variable et l'indice des prix à la consommation (inflation). Plus important, l'ensemble des actions des autorités monétaires pour influencer sur l'évolution de la masse monétaire constitue la politique monétaire qui a pour premier objectif de lutter contre l'inflation. Cet agrégat donne aux autorités monétaires une indication sur l'évolution des différentes liquidités de manière à adapter la politique monétaire et éviter les dérapages tels que l'inflation (voir rapport de FMI (Octobre 2007)). Les relations (4) et (11) montrent une dépendance dans un sens positif entre l'évolution du taux de change effectif nominal et la valeur des importations. Plus précisément, cette dernière augmente suite à un accroissement des variations du TCEN, ce qui met en évidence l'hypothèse de Gagnon et Ihrig (2004) qui supposent qu'une appréciation du taux de change conduit à un renchérissement accru des produits importés. Ainsi, la relation (4) indique qu'une dépréciation du TCEN1 rend les intrants importés moins chers (augmentation des importations). Alors que la relation (11) détermine que les fluctuations de l'euro par rapport au dinar influence positivement et significativement la valeur des importations, c'est-à-dire qu'une appréciation du taux de change (euro/dinar) conduit à un renchérissement des produits importés. D'où, nous pouvons signaler que la valeur des importations est sensible aux mouvements du taux de change (cette dépendance est proportionnelle). Les relations (5) et (12) mettent en relief un lien causal positif entre la valeur des importations (PM) et l'indice des prix à la consommation (IPC) (nous élaborons dans notre étude un seul ses allant de PM à l'IPC puisque nous ne nous intéressons pas à indiquer une causalité dans les deux sens pour ces deux variables). Ce résultat est déjà illustré indirectement en utilisant l'agrégat M4. Ceci est en conformité avec toutes les études portant sur le thème de répercussion telles que Choudhri et Hakura (2001), Leigh et Rossi (2002), Devereux et Yetman (2003). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Donc une appréciation du TCEN (euro/dinar) s'accompagne d'un renchérissement des intrants importés qui conduit à un accroissement des prix à la consommation (hausse d'inflation). Une dépréciation du taux de change (dollar/dinar) aura des effets inverses. A partir des relations (6) et (13), il apparaît qu'une détérioration de la valeur des exportations conduit à une augmentation de l'IPC, ceci peut s'expliquer indirectement en faisant la part de l'agrégat M4 qui correspond à la différence entre la valeur des importations et la valeur des exportations. Donc, M4 augmente et par la suite l'IPC si les produits exportés sont moins chers et diminue s'ils sont plus chers Il convient de signaler que selon le rapport du commerce extérieur de l'INS, la faiblesse des exportations en Tunisie peut s'expliquer par l'insuffisance de la production, les conditions de stockage ,la non-conformité des produits aux exigences des marchés des exportations; nous pouvons aussi ajouter qu'une dépréciation de la monnaie nationale affecte les exportations nettes qui exercent une pression à la hausse sur les prix intérieurs par le biais de la demande globale, ce qui est en conformité avec la majorité des études portant sur cette question. A partir des relations (7) et (14), nous remarquons un lien négatif avec une pondération faible entre le TCEN et XP, mais avec une pondération très faible (n'est pas significative). Le sens et la nature de cette relation revient à la théorie mais l'intensité de ce lien est contradictoire à cette dernière. Ainsi et à partir de la littérature économique parcourue tout au long de ce travail, une dépréciation du taux de change conduit à un renchérissement des exportations, c'est-à-dire, une appréciation de la monnaie locale par rapport à la monnaie étrangère (le dinar par rapport au dollar) conduit à une diminution des exportations vers les Etats-Unis (perte de compétitivité due à un renchérissement des produits exportés en rapport avec la demande étrangère). Par contre, une appréciation du taux de change et donc une dépréciation de la monnaie nationale par rapport à la devise étrangère (comme le cas de dinar par rapport à l'euro) conduit à une augmentation des exportations vers la zone européenne (gain de compétitivité suite à une valeur des produits exportés moins chère en rapport avec la zone européenne). III.4.2. Analyse des réponses impulsionnelles de Cholesky : La méthodologie VAR permet d'analyser les effets de la politique économique à travers les simulations de chocs aléatoires. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Elle offre la possibilité d'analyser les relations dynamiques à court terme entre les variables du modèle à travers l'étude de la réponse dynamique du vecteur autorégressif suite à un choc unitaire subit par la série. L'analyse d'un choc consiste à mesurer l'impact de la variation d'une innovation sur les variables. Cette analyse est très importante pour identifier le sens de l'impact. Les essais de causalité qui ont été effectués précédemment ne suffisent pas à déterminer les restrictions identifiantes entre les deux variables clés du modèle (IPC et TCEN). Toutefois, l'analyse de réponses impulsionnelles est employée dans cette étude pour examiner les effets de transmission des variations du taux de change sur l'inflation domestique et réciproquement. Ce processus dépiste le chemin d'une perturbation dans une innovation dans la variété qui établit une réaction en chaîne avec le temps pour les deux variables à expliquer du modèle, jusqu'à ce que ces variables reviennent à l'équilibre. L'interprétation économique de ce résultat est que nous pouvons objectivement décider si un choc sur les prix à la consommation a un effet sur l'évolution du taux de change effectif nominal ou bien à l'inverse si un choc sur le taux de change effectif nominal qui génère l'inflation domestique. Plus important, les réponses impulsionnelles de Cholesky indiquent les effets d'un choc (favorable ou défavorable) du taux de change sur les mesures d'inflation ainsi que les impacts des chocs de prix à la consommation sur l'évolution des niveaux du taux de change effectif nominal de panier de devises majeures du dinar(euro et dollar). Ainsi, la figure suivante présente les différentes fonctions de réponses impulsionnelles liant les deux variables endogènes du modèles ((IPC) et (TCEN)). Ces réponses s'éteignent dans un horizon de dix mois. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Fig3 : Représentation des fonctions de réponses impulsionnelles mois mois -0.2 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 -0.1 0 0.1 0.2 0.3 0.4 % %
Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie -1 -0.5 0 0.5 1 1.5 2 0.3 0.25 0.2 0.15 0.1 0.05 0 -0.05 mois mois % %
IPC ; - - - - - - - - - TCEN2 A partir de la description des allures générales de ces fonctions de réponses de Cholesky, nous allons analyser l'impact d'un choc de l'indice des prix à la consommation (IPC) sur l'évolution du taux de change effectif nominal (TCEN1 ou TCEN2) et réciproquement. Cette description révèle que l'évolution de l'IPC après un choc défavorable de TCEN1, diminue d'abord de 0,05 pour cent avant de ressaisir .Ce choc n'est pas tout de suite absorbé (ce choc est absorbé après quatre mois). En effet, l'IPC continue à fluctuer quelques temps après mais avec une amplitude qui tend à s'annuler progressivement, Ceci met en évidence la thèse menée par Kara et Ogunc (2005) montrant dans le cadre de l'économie turque qu'un choc positif au taux de change effectif nominal mènerait aux augmentations significatives des prix à la consommation et inversement. En plus, un choc favorable de l'IPC se traduit par une appréciation du TCEN1 de 0,25 pour cent qui tend à s'annuler après quatre mois aussi, ce qui confirme l'hypothèse de la parité des pouvoir d'achat et de la loi du prix unique insistant sur le fait que les prix locaux déterminent les variations du taux de change, mais contradictoire à la loi de rigidité nominale qui suppose que nous ne pouvons pas juger qu'un accroissement de l'IPC doit causer nécessairement une appréciation du TCEN (l'hypothèse d'une causalité réciproque est rejetée). Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Cet effet se dissipe au cours du temps et n'est de toute façon que de faible amplitude. En outre, cette analyse démontre l'impact d'une innovation sur l'IPC et leur influence sur l'évolution du taux de change (euro/dinar) désigné TCEN2. Un choc favorable du TCEN2 induit à une amélioration de niveau de l'IPC de 0,05 pour cent. Cette innovation affecte durablement les prix locaux puisque ces derniers continuent à fluctuer cinq mois après ce choc .Ces variations tendent par la suite à s'annuler aussi. D'où, un choc du TCEN2 affecte l'IPC d'une durée plus longue que le TCEN1. Alors qu'un choc défavorable de l'IPC conduit à une dépréciation du TCEN2 de 0,6 pour cent qui s'annule rapidement (soit cinq mois). Pour ce cas, nous remarquons une prépondérance de l'effet d'un choc de l'IPC sur le taux de change effectif nominal par rapport à la relation inverse. Cette dissymétrie d'effet menée par Cholesky semble insister le concept de causalité déjà élaboré dans la section précédente puisque à l'issue des résultats aboutis, on conclut qu'un choc de l'IPC cause des variations du TCEN1 ou TCEN2 et réciproquement. Plus précisément, ce test semble indiquer aussi un lien fort et étroit entre les deux variables clés de ce travail (inflation et taux de change effectif nominal) en Tunisie. Par conséquent, ces résultats démontrent un lien causal entre l'évolution du taux de change et l'inflation puisque selon cette analyse des innovations élaboré par Cholesky, nous pouvons conclure qu'un choc du TCEN cause une évolution des niveaux de l'IPC .Cette analyse est semblable aux résultats dégagés par Kara et Ogunc (2005) et Leigh et Rossi (2002) présentant un seul sens (c'est à dire comment un choc du taux de change affecte l'inflation domestique). Ces chercheurs ne prennent pas en compte le deuxième sens (c'est-à-dire comment un choc favorable (défavorable) de l'IPC cause une appréciation (dépréciation) du TCEN), ceci revient comme précédemment illustré au fait qu'une partie des prix intérieurs rigide ne peut pas refléter d'une façon exacte les mouvements du taux de change. Tout en étant parcimonieux, le modèle VAR utilisé rend assez bien compte de la dynamique d'inflation et de change en Tunisie et donne des résultats conformes aux plusieurs travaux déjà réalisés par des autres chercheurs pour d'autres pays en ce qui concerne le premier sens (la variation du taux de change cause et reflète le changement en niveau de l'IPC alors que pour le deuxième sens (l'IPC cause et reflète une évolution du TCEN), il paraît que les prix domestiques peuvent causer une variation du taux de change en nous basant sur la PPA mais ,ils ne la reflètent pas d'une façon précise en nous référant à la théorie de rigidité et d'ajustement des prix. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie Par conséquent, le premier sens indiquant qu'un choc favorable (défavorable) du taux de change conduit à une augmentation des niveaux de l'IPC est en conformité avec la majorité des études prises sur le processus de répercussion tel que Leigh et Rossi (2002) et Kara et Ogunc (2005), alors que le deuxième sens montrant qu'un choc favorable (défavorable) de l'IPC conduit à une appréciation (dépréciation) du TCEN n'est pas toujours exact si nous prenons compte de la loi de rigidité nominale précédemment annoncée. Dans l'ensemble, les résultats aboutis ont des implications intéressantes en pouvant qu'il y a un canal inflationniste fonctionnant par les variations du taux de change et donc montrant un lien étroit entre l'indice des prix à la consommation et le taux de change effectif nominal, ce qui renforce l'analyse de processus de transmission par d'autres méthodes pour enrichir ce sujet surtout avec la transition de la Tunisie de plus en plus accentuée vers un régime de flottement libre. Finalement, il faut rendre compte des erreurs de mesure avec un biais de sur estimation dans les mesures statistiques. Conclusion Le troisième chapitre a constitué une validation empirique de la relation liant l'évolution du taux de change effectif nominal aux prix intérieurs. Plus important, cette partie d'étude s'intéresse à la problématique des incidences des variations du taux de change sur les prix à la consommation pour le cas de la Tunisie. Chapitre III. Un examen empirique de la transmission des variations du taux de change sur les prix à la consommation : Le cas de la Tunisie La question fondamentale à laquelle nous avons essayé d'apporter des éléments de réponse tout au long de ce troisième chapitre : quel est l'impact des fluctuations du taux de change sur l'inflation, et est-ce que c'est l'évolution du taux de change qui cause l'inflation ou l'inverse ? Les résultats économétriques obtenus et plus particulièrement le test de causalité de Granger et l'analyse de réponses aux chocs de Cholesky, montrent que cette relation est bidirectionnelle. Autrement dit, comme la variation du taux de change affecte le niveau d'inflation, la relation inverse est aussi vérifiée mais avec un coefficient de significativité moindre. Ce sens de causalité indique que le niveau de l'indice des prix à la consommation a un impact sur l'évolution du taux de change, c'est-à-dire que l'objectif d'atteindre un niveau d'inflation faible pourrait influencer la politique de change adopté en minimisant la gravité des fluctuations du taux de change (en conformité avec la PPA) et qu'une augmentation de l'IPC doit causer une appréciation du TCEN (ce qui est contradictoire avec la loi de rigidité nominale). Enfin et indépendamment des résultats auxquels est parvenue cette partie empirique ou ce troisième chapitre, l'exportation d'autres formes économétriques ainsi que l'utilisation d'autres variables devraient permettre d'approfondir cette question de transmission et renforcer la primordialité d'analyser le degré de répercussion, question particulièrement cruciale pour la Tunisie ainsi que d'autres pays en voie de développement pour amender le passage d'un régime de flottement dirigé vers un régime de flottement libre. Conclusion * 46 Il s'agit dans notre étude d'un modèle VAR et non VECM puisque toutes les variables sont stationnaires (intégrées d'ordre 0) donc nous n'allons pas utiliser un test de cointégration. * 47 Le logarithme népérien est appliqué pour homogénéiser les données et lisser les fluctuations. * 48 Un processus stochastique Xt est stationnaire si : - Sa moyenne constante est indépendante du temps - Sa variance est finie et indépendante du temps - Sa covariance est indépendante du temps * 49 Test de Dickey-Fuller Augmenté (ADF) : permet de prendre en compte l'autocorrélation de la série différenciée via une correction utilisant les valeurs retardées. * 50 Test de Phillips Perron : Il s'agit d'une procédure de correction nom-paramétrique (il n'y a pas de modélisation de l'autocorrélation). Ce test est plus robuste vis-à-vis des erreurs de spécification quelque soit le type d'autocorrélation, en ensemble il est moins précis que l'ADF quand le modèle correspond à la réalité. * 43 Dans le cadre de la modélisation VAR, quatre critères d'information sont fréquemment utilisés : le critère de Final Predictor Error (FPE), le critère d'AKAIKE (AIC), le critère de SCHWARCZ (SC) et le critère de Hannan-Quinn(HQ) * 52 Il s'agit dans notre cas de déterminer quelle est la période maximum d'influence de la série explicative puisque R2 continue à augmenter pour un grand nombre de retards (R2 suit un rythme haussier). * 44 Dans le cadre d'un vecteur Xt stationnaire et d'un modèle VAR où chaque variable intervient dans chaque équation avec le même nombre de décalages, le modèle peut être convenablement estimé à l'aide des moindres carrés ordinaires sur chaque équation séparément. * 45 La PPA montre qu'il existe une corrélation entre la flexibilité du taux de change et le niveau d'inflation (un changement de niveau des prix locaux cause des fluctuations du taux de change). * 46 La rigidité des prix, c'est-à-dire que les prix ne sont pas entièrement préétablis mais mettent un certain temps à s'ajuster, ce qui met en relief que les mouvements du taux de change ne peuvent pas être un reflet de la réactivité des prix (voir Betts, C et M Devereux (1996): «The exchange rate in a model of pricing-to-market», revue économique européenne, 40, pp 1007-1021). * 56 Pour cette étude, il s'agit simplement de déterminer si la variable prix à la consommation « cause selon Granger » l'évolution du taux de change effectif nominal en observant tout d'abord dans quelle mesure les valeurs passées des variations du taux de change arrivent à expliquer la valeur actuelle de ces fluctuations et de voir par la suite l'amélioration de l'estimation grâce à la prise en compte de valeurs retardées de la variable prix à la consommation . |
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IPC ; - - - - - - - - TCEN1