UNIVERSITE OMAR BONGO FACULTE DE DROIT ET DES SCIENCES
ECONOMIQUES (FDSE)
Memoire de DEA en Sciences Economi
(Diplome d'Etudes Approfondies
Theme
S PECIALITE : Economie Publique
Option : Macroeconomie Appliquee
Présenté par :
Lion-Axel MVE ESSAME
Tel : (+241) 07 35 94 01
DEDICACE
A mon grand frere Feu ENGOUANG E SSAME Francois Decede le
7 Mai 2005
REMERCIEMENTS
La redaction de ce memoire de DEA-MASTER 11/NPTC1 a ete
facilitee par la contribution des uns et des autres. Ainsi, je tiens a
remercier le Professeur Symphorien ENGONE MVE pour avoir accepte la direction
de ce memoire dont il s'est personnellement implique.
Je remercie le Laboratoire d'Economie Appliquee (LEA), en tete
duquel le Professeur Albert ONDO OSSA, Directeur du LEA et du NPTC1 campus de
Libreville. Toute ma gratitude envers messieurs Jean Sylvain NDO NDONG,
Jean-Louis NKOULOU NKOULOU, Medard MENGUE B1DZO, Christian AWANA et Alain
BENGONE pour les critiques et encadrements rigoureux qu'ils m'ont apportes dans
les differentes etapes la redaction.
Je remercie mes amis : Donald EBE MBA, Judicael OBAME NDONG,
Jean A SSEMBE BEKALE et Steeve Mac MEBALE qui nous a quitte, pour le courage
pendant les moments difficiles de nos annees en Faculte de Droit et des
Sciences Economiques.
Mes remerciements vont egalement a mes amis de la
3e promotion du NPTC1 et surtout Arnaud AUTOGHE, Felicien D1ANGA,
Serge NGA OFFOBO, Paterne Ulrich EKOME NZOGHO, Aurelien Marcel M1NT SA NGUEMA,
Tanguy Olgan M1NT SA, Sonia ABEMA EDOU, Simael MBA1RA SSEM, Honore MBA1OBEDO,
Florentin S1L1ENOU, Michel KAMMEUGNE, Fleur TOKO AMPOUWE, Chandelle EU1
AUTOGHE, Jean Yves BEYALA, Tanguy MOUCHOMBEDA, Titienne NGOUMBA, et bien
d'autres.
Je remercie egalement les personnes suivantes : A SSOUMOU
ONDO, Gerard NKOUME NZOGHE, Patrick OLLOMO ELLA, Marcel B1YOGO B1YOGO, Augustin
BOUA SSA BU NZ1GOU, Rodrigue ENGOUANG, Frankcina MEM1AGHE NDONG, Zyta ADA
OB1ANG, Hildegarde YAYA MANGANGA, Larissa LALAMBA, Rosine KOUND1.
Mes pensees vont profondement a mes parents,
particulièrement ma grande mère Helène EKOME EZE et aux
personnes suivantes : Mireille A SSENGONE E SSAME, Veronique N1NGONE MVOLO,
Jean-Claude
MENGUE MVOLO, Monique OBONE MVOLO, Germaine NKOGHO-EBOME
OVONO, Seraphine M1NKUE, M1NKUE NTOUTOUMOU, Holande MENGUE MVOLO, Angeline
M1NDZE M1 E SSAME, Amelie A SSENGONE, Fidele MBA M1NTSA, Chantale OVOME OVONO,
Max Olivier NDONG OVONO, Christian EDOU M1NTSA, Sylvaine NZE MEKOGO.
Je remercie également Marina MBOUGUE MEKOGO, pour son
soutient indefectible. Sans oublié mes freres et soeurs : Johanes NKOGHO
MBA, Aymar B1TEGHE B1 E SSAME, Paul B1ANG E SSAME, Nelly NT SAME MBA, Pablo
B1TEGHE B1 NGUEMA, Cyrille MEB1AME B1TEGHE, Joseph Marie ONDO MBOULOU.
Que toutes ces personnes citees trouvent ici l'expression de ma
profonde reconnaissance.
SOMMAIRE
Introduction generale
...................................................................... 1
Partie I. L'analyse theorique de l'inflation anticipee
en zone CEMAC
.......................................................................................................
10 Chapitre I. Les modalites d'integration de l'inflation anticipee
........ 11
Section 1 : Les hypotheses d'analyse
............................................... 11 Section 2 : La justification
economique du choix des hypotheses .... 12 Chapitre II. La presentation du
modele theorique ............................ 16 Section 1 : Les differentes
variables du modele................................ 16 Section 2 : La
specification de la fonction de reaction ..................... 22
Partie II. La verification empirique de l'inflation
anticipee en zone
CEMAC............................................................................................
26 Chapitre III. L'estimation et presentation des resultats obtenus ......
27
Section 1 : Le processus d'estimation du modele
............................. 27 Section 2 : La presentation des resultats
......................................... 30 Chapitre IV. L'interpretation des
resultats obtenus ......................... 33 Section 1 : La significativite
averee de l'inflation anticipee ............. 33 Section 2 : Les implications
de l'inflation anticipee ......................... 35 Conclusion generale
........................................................................
38
INTRODUCTION GENERALE
Depuis le début des années quatre vingt dix, les
analyses sur la crédibilité1, qui ont conduit a
s'intéresser a l'incidence de l'incertitude dans la conduite de la
politique monétaire, ont réorienté les recherches sur
l'inflation anticipée (P. ARTU S, 1998 ; S. LECARPENT1ER-MOYAL et N.
PAYELLE, 2001). Par ailleurs, les comportements de consommation des
ménages et d'investissement des entreprises intégrent la
dynamique de l'inflation dans l'ajustement des prix. Ce qui influe sur
l'efficacité de la politique monétaire (R. LUCAS, 1976 ; A.
d'AUTUME, 2000).
L'inflation anticipée désigne ainsi l'ancrage
des croyances des agents privés dans la dynamique de l'inflation par les
autorités monétaires (J-P. POLL1N, 2008). Ce qui du reste amene
la banque centrale, dans l'élaboration de la stratégie de la
politique monétaire, a considérer son modele de
référence comme identique a l'économie réelle (A.
HALDANE et L.E.O. SVEN SSON, 1997). Autrement dit, l'inflation anticipée
constitue un objectif intermédiaire de la politique monétaire (P.
ARTU S, 1998), et, est a l'origine des débats tant théoriques
qu'empiriques.
Sur le plan théorique, les recherches sur l'inflation
anticipée distinguent deux groupes de travaux : la
crédibilité de la politique monétaire d'une part, et
l'incertitude liée a l'environnement économique d'autre part
(P. PERR1ER et R. AMANO, 2000 ; P. JENK1N S et D. LONGWORTH,
2002). Ainsi, en ce qui concerne le premier groupe de travaux, il a trait
a l'incohérence temporelle2 (F.E. KYDLAND et E.C.
PRESCOTT, 1977; R.J. BARRO et D.B. GORDON, 1983), qui met en évidence
l'action discrétionnaire
1 Crédibilité de la politique
monétaire, définie comme le degré de confiance des agents
privés dans la détermination et la capacité de la banque
centrale a suivre la politique monétaire et atteindre les objectifs
qu'elle a annoncés, est au premier rang des préoccupations des
banques centrales.
2 La banque centrale peut etre incitée dans
certaines circonstances a ne pas mettre en oeuvre une politique
monétaire préalablement annoncée. Cette incohérence
temporelle donne lieu, d'une part, au probleme de crédibilité
lorsque la Banque Centrale cherche a stabiliser la production au-dessus de son
niveau potentiel dans le but de corriger les inefficacités structurelles
de l'économie (R.J. BARRO et D.B. GORDON, 1983; O. LO1 SEL, 2006),
d'autre part, l'incohérence temporelle découle du fait que la
politique monétaire optimale a une date donnée consiste a
influencer les anticipations des agents privés concernant la politique
monétaire future, de fagon a faciliter la stabilisation du taux
d'inflation et de l'écart de production a la date courante.
des autorites monetaires, a l'origine du biais
inflationniste3 (J. B. DE SQU1LBERT et P. V1LL1EU, 1997). La
credibilite donne lieu a deux grandes directions a partir du debat entre les
monetaristes et les neoclassiques notamment la formation des anticipations
adaptatives (E. PHELPS, 1967 ; M. FR1EDMAN, 1968) d'une part, et celles dites
rationnelles (J. F. MUTH, 1961 ; R. LUCAS, 1972) d'autre part.
Par rapport aux anticipations adaptatives, les agents prives
s'appuient sur les valeurs passees, pour prevoir ou estimer l'evolution futures
des variables economiques (inflation, P1B, etc.) (J. LECA1LLON et J-D. LAFAY,
1994 ; DEVOLUY, 1998). Ceci donne lieu a des previsions d'inflation future,
fondees sur l'experience des annees anterieures des agents prives ( SUTCH et M.
FR1EDMAN, 1968). Par consequent, les banques centrales doivent tenir compte de
ce processus d'ajustement de l'inflation anticipee pour garantir la stabilite
des prix dans la conduite de la politique monetaire (G. RUDEBU SCH et L. E. O.
SVENSSON, 2002).
Les anticipations rationnelles quant a elles, ont trait a
l'utilisation de toutes les informations publiquement disponibles (J. F. MUTH,
1961 ; R. LUCAS, 1970 ; SARGENT, 1972 ; MOD1GL1AN1 et SH1LLER, 1973). Ainsi,
l'inflation anticipee de facon rationnelle souleve l'idee que les agents prives
utilisent au mieux les informations qu'ils disposent. Et c'est a base de ces
informations qu'ils etablissent les previsions a travers le comportement g
forward-looking D (J. ROTENBERG et M. WOODFORD, 1997).
Quant au second groupe de travaux, il est essentiellement lie
au comportement de la banque centrale dans un environnement incertain (P.
JENK1N S et D. LONGWORTH, 2002 ; S. AVOUY1-DOV1 et J. G. SAHUC, 2009). A cet
egard, trois principales sources d'incertitude peuvent <tre mises en
evidence. 1l s'agit precisement de :
3 L'incitation de la banque centrale a devier sa
cible d'inflation aboutit a un biais d'inflation (R. D. BARRO et D. B. GORDON,
1983 ; O. LO1 SEL, 2006) puisque la seule politique monetaire credible consiste
alors a maintenir constamment le taux d'inflation a un niveau fortement
superieur a zero et l'ecart de production a un niveau faiblement superieur a
zero.
1°) l'information imparfaite quant aux erreurs d'estimation
de l'etat courant de l'economie ;
2°) l'incertitude sur la specification du modele de
reference de la banque centrale avec notamment l'incertitude sur les parametres
du modele face aux chocs transitoires ou permanentes ;
3°) et, l'incertitude strategique, quant l'information
imparfaite qui peut provenir des asymetries informationnelles entre les agents
prives et le banquier central.
Parmi ces incertitudes inherentes a l'economie, l'inflation
anticipee concerne la troisieme, notamment celle qualifiee de strategique, qui
a trait a l'interaction entre les autres secteurs (menages, entreprises) et la
banque centrale. Elle porte sur le role des anticipations des banques centrales
et des agents prives susceptibles d'influencer les canaux de transmission de la
politique monetaire. Ainsi, la determination d'une banque centrale a poursuivre
l'objectif de maitrise de l'inflation par la strategie de l'inflation anticipee
agit sur le comportement des agents prives ou des marches financiers concernant
les decisions et les declarations des autorites monetaires. De meme, les agents
economiques peuvent aussi s'interroger sur les motivations et les intentions
des banques centrales dans la prise en compte de l'inflation anticipee ( S.
AVOUY1-DOV1 et J-G. SAHUC, 2009).
Dans certains cas, le degre d'incertitude strategique peut
<tre particuliérement eleve. Surtout, lorsque plusieurs sources
d'incertitude se combinent ou sont amplifiees par une inflation persistante
concernant la stabilite des prix. Ceci peut deboucher sur une incertitude plus
fondamentale. Des changements institutionnels peuvent avoir une telle incidence
sur les donnees et entraIner une discontinuite dans leur contenu informatif.
Ainsi, le probléme de l'obtention des informations se pose avec acuite
pour les banques centrales, d'ou les difficultes apparentes sur la prevision
d'inflation attendue (M. BOUT1LL1ER, M. GU1LLARD et A. MPACKO-PR1 SO, 2000).
Sur le plan empirique, les analyses privilegient deux
orientations : le lissage du taux d'interet en fonction de l'inflation
anticipee d'une part (ORPHAN1DE S, 1997 ; R. CLAR1DA, J. GALV, et M. GERTLER,
1999) ; et l'elaboration de la courbe de PH1LL1P S augmentee de l'inflation
anticipee d'autre part (O. LO1 SEL, 2006 ; B. DUCOUDRE, 2006 ; H. LE B1HAN,
2008 ; O. KU1KEU, 2008).
Par rapport au lissage du taux d'interet dans la fonction de
reaction de la banque centrale. 1l s'agit precisement de s'interesser au
comportement de la banque centrale dans la conduite de la politique monetaire a
travers le choix des objectifs intermediaires et le poids accorde a ses
objectifs pour maintenir la stabilite des prix et minimiser la fonction de
perte collective des agents prives (AVOUY1-DOV1 et J. G. SAHUC, 2009).
Quant a la courbe de PH1LL1P S augmentee de l'inflation
anticipee, cette relation revele la possibilite d'un arbitrage des autorites
monetaires entre l'inflation et le chOmage. Ce qui conduit a analyser des
phenomenes tels que la persistance des ecarts d'inflation dans le cadre d'une
union monetaire heterogene, et le caractere inertiel de la politique monetaire
(O. LO1 SEL, 2006 ; B. DUCOUDRE, 2006 ; H. LE B1HAN, 2008 ; O. KU1KEU,
2008).
Mais, les controverses autour de l'inflation anticipee
decoulent du fait qu'elle est moins facilement contrOlable de l'exterieur, meme
si elle doit s'accompagner d'une prevision du sentier d'evolution du taux
d'interet. 1l y'a la egalement une confusion des roles, car la banque centrale
est contrainte par une prevision d'inflation qu'elle fabrique elle-meme. 1l y'a
potentiellement un risque de manipulation des previsions.
De me-me, les previsions sont incertaines par
nature, l'imprecision des previsions d'inflation est une difficulte qui affecte
toutes les banques centrales, quelle que soit leur strategie. La strategie de
ciblage de l'inflation fait ressortir cette difficulte de maniere
particulierement explicite. Le ciblage est fortement limite par la possibilite
de formuler des previsions relativement fiables a un horizon pertinent. Les
previsions a plus d'un an sont alors d'une
precision faible. Or, La politique monetaire opere sur un horizon
sensiblement plus long.
Les experiences de l'inflation anticipee donnent des resultats
peu satisfaisants en matiere de lutte contre l'inflation et de gain de
credibilite. En effet, la prise en compte de l'inflation anticipee expose la
banque centrale face a des variables inobservables et donc difficiles a saisir
(P. JENK1N S et D. LONGWORTH, 2002 ; G. SAHUC, 2009). De me-me
qu'elle expose la banque centrale a plus d'instabilite dans la sphere reelle,
par le probleme de negligence de l'objectif de stabilisation du cycle reel de
l'economie en cas de chocs d'offre (F. S. M1 SHK1N, 2007 ; A. D1RER, 2009), ce
qui permet de distinguer deux situations :
1°) plusieurs indicateurs peuvent fournir des signaux
divergents dans un meme pays ;
2°) le meme indicateur peut fonctionner differemment
selon les pays membres d'une union monetaire (J.P. ALLEGRET et J.F. GOUX, 1999
; J.F. GOUX, 2000).
Cependant, ces experiences ne permettent pas de tirer tous les
enseignements utiles a la mise en place d'une telle strategie de politique
monetaire, d'autant plus qu'elles ont ete adoptees dans un contexte de
desinflation mondiale ( S. LECARPENT1ER-MOYAL et N. PAYELLE O. LO1 SEL,
2001).
Dans les pays developpes, l'etude de L. E. O. SVENSSON (1993)
montre que les taux d'interet a terme recelent de l'information sur l'inflation
future. Par contre, SODERL1ND et SVENSSON (1997) montrent qu'en theorie, le
taux d'interet a terme se compose de l'inflation future attendue, des taux
d'interet reels anticipes, de la prime de risque d'inflation et de la prime de
risque a terme.
En analysant des donnees americaines et britanniques,
SODERL1ND (1995) constate que la plupart, mais non la totalite, des variations
des taux
d'interêt nominaux a terme correspondent a des
changements des attentes en matiére d'inflation, autrement dit
l'inflation anticipee. 1l observe en outre une correlation negative entre les
anticipations d'inflation et les taux d'interêt reels.
D'autres auteurs comme FAMA (1990), M1 SHK1N (1988, 1990 et
1991), LOWE (1992), FRANKEL et LOWN (1994), DAY et LANGE (1997) se sont livres
a des regressions simples des variations de l'inflation sur l'ecart de taux
d'interet et examinent la signification statistique du coefficient estime de
l'ecart ; un coefficient significatif indique que l'ecart permet de bien
prevoir les variations futures du taux d'inflation.
EVANS (1998) etudie la structure temporelle des taux d'interet
reels, l'inflation anticipee et des primes de risque d'inflation au
Royaume-Uni. Son analyse est fondee sur de nouvelles estimations de la
structure des taux d'interet reels, qui est tiree des obligations indexees au
Royaume-Unis. Les resultats d'EVAN S militent fortement en faveur d'un rejet de
l'hypothese de F1 SHER (l'hypothese des anticipations relatives aux taux reels)
en faveur de l'anticipation d'inflation.
Les resultats de l'etude de D. JOHNSON (2003) sur les donnees
d'enquete pour essayer d'evaluer la credibilite et l'efficacite de la politique
monetaire a travers l'adoption de l'inflation anticipee sur 18 pays au cours de
la periode allant de 1984 a 1995 revele qu'il est difficile d'etablir des
previsions credibles en matiere d'inflation. Ce sont le Canada et la
Nouvelle?elande qui y sont les mieux parvenus. Les resultats montrent qu'en
Australie, en Finlande, au Royaume-Uni et en Suede les cibles adoptees
n'etaient pas credibles. Toutefois, la grande majorite des previsions
d'inflation dans ces six pays se situent dans la fourchette des previsions
cibles annoncees par les autorites monetaires.
Dans les pays africains, bien que les travaux soient moins
abondants, on note tout de me-me en Ouganda avec ABDALLA (2000) qui
a modelise les taux d'interêts de court terme, et n'a pas trouve une
bonne adequation avec les taux de J. TAYLOR (1993). Par contre, OKOT (2008)
analyse a l'aide des
donnees trimestrielles sur la periode 1988Q1-2006QZ si la
conduite de la politique monetaire par la Banque d'Ouganda suit une fonction de
reaction modifiee des anticipations d'inflation de la courbe de PH1LL1P S
neokeynesienne. 1l arrive a la meme conclusion qu'ABDALLA (2000) de la
divergence des taux pratiques par la banque centrale.
Dans la zone franc, TENOU (2002) estime a l'aide de la regle
de J. TAYLOR (1993), une fonction de reaction de la BCEAO, reliant le taux
d'interet de court terme au gap de production et a l'ecart entre le taux
d'inflation observe et le taux d'inflation objectif. Ses resultats obtenus tant
sur des donnees annuelles que sur des donnees trimestrielles montrent que la
regle estimee decrit relativement bien le comportement des taux du marche
monetaire. Le coefficient de l'inflation n'est pas statistiquement significatif
sur la base des donnees annuelles. Le coefficient de lissage du taux d'interet
montre que la BCEAO fixe ses taux en fonction de ses taux passes : le
coefficient du taux d'interet retarde est de 0,82, et 0,76 sur la base des
donnees trimestrielles, oa le differentiel entre l'inflation anticipee sur 4
trimestres et la cible d'inflation est statistiquement significatif.
En fait, les debats theoriques et empiriques revelent
l'inter<t de l'analyse de l'inflation anticipee dans une union monetaire
contrainte par les criteres de convergence et confrontee aux problemes de
persistance des ecarts d'inflation, de perte de pouvoir d'achat des menages, de
negociation salariale et de contrats, d'augmentation du chOmage et de la
pauvrete etc...
Ainsi, dans le cadre de la zone CEMAC4 l'etude de
l'inflation anticipee s'avere opportune pour au moins trois raisons :
La première raison decoule de la prise en compte des
considerations telles que le degre d'incertitude et les coats d'une action qui
peuvent prevaloir au niveau d'une evolution de l'activite reelle. Ainsi,
l'inflation anticipee permet a la banque centrale de reduire l'incertitude et
celle-ci est
4 La Communaute Economique et Monetaire de
l'Afrique Centrale (CEMAC). Elle est composee de six pays : le Cameroun, le
Gabon, le Congo, la Guinee Equatoriale, le Tchad et la Republique
Centrafricaine.
amenee a publier ses previsions d'inflation au rythme oa elle
prend des decisions.
La deuxieme raison est fondee sur la reduction du delai de
reaction de la politique monetaire face aux chocs inflationnistes, autrefois
long avec l'objectif intermediaire du ciblage de l'inflation. Afin de ne pas
repondre de maniere tardive aux decalages entre l'inflation reelle et
l'objectif final de stabilite des prix.
La troisieme raison est basee sur le gain de credibilite de la
politique monetaire et donc de la banque centrale vis-a-vis des agents prives
(menages et entreprises). Cette credibilite resulte en partie de l'attenuation
des fluctuations qu'enregistre l'inflation.
Dans ce contexte, comment l'inflation anticipee peut-elle
<tre integree dans la conduite de la politique monetaire par la BEAC ? C'est
a cette question que s'attache a repondre le present travail en prenant appui
sur les economies membres de la CEMAC.
Pour repondre a notre interrogation, nous verrons l'analyse
theorique de l'inflation anticipee en zone CEMAC (Partie 1), avant de proceder
a la verification empirique de l'inflation anticipee en zone CEMAC (Partie
11).
ARTIE I
L'ANALYSE THEORIQUE DE L'INFLATION ANTICI PEE EN
ZONE CEMAC
CHA PITRE I
LES MODALITES D'INTEGRATION DE L'INFLATION ANTICI
PEE DANS LA ZONE CEMAC
Toute analyse economique repose sur des conditions de validite
du raisonnement a partir des hypotheses de base. Ce qui nous amene donc a
presenter les hypotheses d'analyse et la justification economique du choix de
ces hypotheses.
Section 1 : Les hypotheses d'analyse de l'inflation
anticipee
Dans le cadre de la zone CEMAC, notre analyse repose
essentiellement sur deux hypotheses, a savoir : l'objectif d'inflation
implicite ou explicite des autorites monetaires est suppose non credible d'une
part (A. ONDO OSSA, 2002 ; S. ENGONE MVE, 2003). Et, l'existence d'une
incertitude strategique dans l'environnement concerne d'autre part ( S.
AVOUY1-DOV1 et J-G. SAHUC, 2009).
A. L'objectif d'inflation non credible dans la CEMAC
Cette hypothese est fondee sur la capacite des agents prives a
anticiper que l'inflation future est une moyenne pondere de l'objectif
d'inflation des autorites monetaires et de l'inflation passee.
Soit ì le parametre mesurant la credibilite de
l'objectif d'inflation, ce parametre peut prendre deux valeurs extremes a
savoir 0 et 1. Si ì = 0 ,
l'objectif d'inflation des autorites monetaire reste credible,
et par consequent, l'inflation anticipee egalise la cible d'inflation fixee a
3% dans la zone CEMAC (K. TENOU, 2002 ; A. ONDO OSSA, 2002).
Par contre, si ì = 1 , alors l'objectif
d'inflation des autorites monetaire
s'avere non credible. Ainsi, l'inflation anticipee coincide avec
le niveau d'inflation passe.
Nous supposons que ì = 1 , ceci permet aux
agents prives de la zone
CEMAC de considerer les decisions d'objectif d'inflation de la
BEAC comme non credible (A. ONDO OSSA, 2002).
B. L'existence d'une incertitude strategique dans la zone
CEMAC
Cette seconde hypothese permet de mettre en evidence
l'espérance d'une probabilité conditionnelle de la realisation
d'une inflation et du non respect de la cible d'inflation des autorités
monétaires. De même, des changements institutionnels dans un
environnement incertain a information imparfaite peuvent avoir une incidence
sur l'incertitude des données et entramner une discontinuité dans
le contenu informatif (A. ONDO OSSA, 2002).
Soit Et l'opérateur d'anticipation
qui vise a cerner le comportement
des autorités monétaires dans leur prise de
decision de politique monétaire. Ces decisions affectent les agents
privés dans leurs comportements de consommation, d'investissement,
d'emprunt et d'épargne (J. S. ME SONN1ER, 2005).
E ( . / Ù t) désigne
l'espérance conditionnelle a l'information dont dispose
la banque centrale a la date t, c'est-A-dire au moment
ou elle prend ses decisions.
Ù t Materialise l'ensemble des
informations et decisions dans un horizon d'anticipation donnee (une annee ou
un semestre) ;
Des lors, une justification du choix de ces hypotheses merite
d'être mise en evidence.
Section 2 : La justification economique du choix des
hypotheses
1l s'agit essentiellement de montrer que la justification
economique du choix de ces hypotheses releve du rOle des anticipations d'une
part, et le cadre institutionnel de conduite de la politique au sein de la
CEMAC d'autre part (J. L. NKOULOU NKOULOU, 2011).
A. Le role des anticipations des agents economiques dans
la CEMAC
1l a trait a l'interaction entre le secteur prive (menages,
entreprises) et la BEAC. Ainsi, les anticipations d'inflation des agents prives
sont orientees vers les decisions futures de politique monetaires. Ces
anticipations jouent un rOle clef dans la transmission de la politique
monetaire a travers leur influence sur les taux d'interet de long terme, les
prix d'actifs et le taux de change (O. LO1 SEL, 2006).
Les anticipations d'inflation permettent ainsi aux agents
prives de preserver leur pouvoir d'achat et leurs profits. Afin d'ancrer les
previsions ou estimations des agents prives sur les valeurs futures de
l'evolution des variables economiques, les autorites monetaires adoptent un
comportement d'anticipation, notamment l'inflation anticipee pour minimiser la
perte collective de bien etre social des agents economiques.
Le rOle des anticipations des banques centrales et des agents
prives influencer les canaux de transmission de la politique monetaire : il
peut exister une incertitude sur la reaction des agents prives (ou des marches
financiers) aux decisions et declarations des autorites monetaires ( S.
AVOUY1-DOV1 et J-G. SAHUC, 2009).
Si une banque centrale affiche un comportement stable, ou
atteint un niveau g satisfaisant D de credibilite aux yeux des agents prives,
il y aura de fortes chances que les marches financiers reagissent de maniere
appropriee A ses decisions. Une definition claire de l'objectif principal de la
politique monetaire comme l'annonce d'une strategie en vue de guider les choix
des agents prives et une communication efficace sont des instruments
susceptibles de reduire l'incertitude strategique et d'ameliorer
la credibilite de la banque centrale (A. CUK1ERMAN, 1992 ; A. BL1NDER,
1999).
La credibilite tend ainsi a creer un cercle vertueux : si les
agents economiques peuvent s'en remettre a la banque centrale pour maintenir la
stabilite des prix a moyen terme, ils seront plus enclins a adopter un
comportement stable, davantage axe sur des relations de long terme, propice au
maintien de la stabilite des prix. En particulier, en presence de chocs
transitoires qui affectent les prix. Si les anticipations d'inflation demeurent
ancrees a des niveaux compatibles avec l'objectif monetaire, la politique
monetaire de la BEAC sera plus efficace : l'ampleur des variations de taux
necessaires pour maintenir la stabilite des prix devrait ainsi etre reduite.
B. Le cadre institutionnel de conduite de la politique
monetaire
Le cadre institutionnel a ete developpe pour assurer la
credibilite de la politique monetaire : l'independance de la banque centrale et
le regime de change fixe (A. LAV1GNE et P. V1LL1EU, 1996). Or, dans le cadre de
la zone CEMAC, nous notons que les principales mesures5 adoptees par
la BEAC n'ont malheureusement pas contribue a l'amelioration de la credibilite
des autorites monetaires (A. ONDO OSSA, 2005).
Ceci provient en partie de l'heterogeneite des pays de la
CEMAC en matiere budgetaire. Par consequent les resultats en matiere budgetaire
et monetaire n'ont pas ete satisfaisants. Ce qui a donne lieu a la persistance
des ecarts d'inflation au sein de la zone CEMAC a travers des fortes
fluctuations de l'activite reelle qui ont conduit a la perte de credibilite de
la BEAC ( S. ENGONE MVE, 2003).
Face aux chocs externes qui secouent les economies de la
CEMAC, la politique monetaire de la BEAC apparait essentiellement timide (A.
ONDO
5 Nous notons trois principales mesures : l'ancrage
nominal du franc CFA au franc frangais, puis a l'euro ; les deux regles de 20%
celle sur les avances au tresor public, les recettes fiscales de l'annee
precedente et celle relative au maintien du ratio des avoirs exterieurs bruts
sur les engagements a vue au dessus de 20% ; enfin, l'adoption du
contrôle de l'agregat monetaire M2 en zone CEMAC.
OSSA, 2002), en partie fonde sur les limites et les faiblesses
constatees en grande partie, des interets politiques apparus lors de leur
elaboration et de la mise en place des nouvelles structures de decision.
De plus, les mutations institutionnelles auxquelles la BEAC
fait face ont pour effet d'accroitre la non credibilite des autorites
monetaires. Car, meme en l'absence de profonds changements institutionnels, il
n'est pas impossible que les agents economiques aient, par periodes, des
difficultes a former leurs anticipations et fixer les valeurs des variables a
des niveaux raisonnables. 1ls pergoivent de fait clairement les regles du jeu.
Ces phenomenes apparaissent souvent sur les prix des actifs et atteignent leur
paroxysme dans les phases de chocs exogenes qui perturbent la stabilite des
prix au sein de la CEMAC.
Le choix de ces deux hypothéses repond a
l'intérêt de notre analyse axée sur les modalités de
l'intégration d'un objectif intermédiaire d'inflation
anticipée dans la conduite de la politique monétaire de la BEAC.
Cet objectif est essentiellement orienté vers la maitrise de
l'inflation, aprés les regles de la cible d'inflation en termes de
fourchette ( S. ENGONE MVE, 2003).
Chapitre II La presentation du modele
theorique
1l s'agit de presenter les differentes variables d'une part, et
la specification du modele theorique d'autre part.
Section 1 : Les differentes variables du modele
Avant la presentation des differentes variables du modele
theorique, nous procedons d'abord a la definition de l'objet de ce modele
theorique.
A. Objet du modele theorique.
Ce modele a pour objet la definition des regles simples
d'integration de l'inflation anticipee dans le comportement de la BEAC en
termes de strategie de politique monetaire simple relativement axee sur la
prise en compte de l'inflation anticipee au detriment du contrOle de la masse
monetaire (M2). 1l s'agit d'apprecier l'inflation anticipee en termes
d'objectif intermediaire permettant de donner un outil de decision
supplementaire aux autorites monetaires qui renforceraient ainsi leur
transparence et credibilite.
Dans le cadre d'un equilibre general intertemporel
stochastique, les agents prives sont susceptibles d'adopter un comportement
d'anticipation des decisions de politique monetaire relativement commune dans
l'espace CEMAC. Et, d'autant plus que les anticipations des agents prives
peuvent <tre formulees selon des hypothéses ci-dessus mentionnees.
B. Les différentes variables du
modele.
La politique monetaire doit reposer sur l'observation des
variables quantitatives susceptibles de renseigner, de maniére
preventive, sur le choix d'un objectif final ou intermediaire de la banque
centrale, a travers la variable expliquee et les variables explicatives.
Bi. La variable expliquee.
Le choix de variable expliquee de politique monetaire repose
sur l'application d'une regle de retroaction. 1l s'agit d'une formule qui
rattache l'instrument d'intervention des autorites monetaire a l'objectif final
de stabilite des prix. Ainsi, le taux d'interet nominal de court terme
(i) sera
donc la variable expliquee. 1ci, le taux d'interet des appels
d'offre (T1AO), qui est le taux d'escompte de la BEAC, est utilise comme
principal taux d'interet nominal de court terme (C. K. NGUENANG, H. TALABONG,
1. S. OULD et S. Y. KAMGNA, 2009).
Graphique 1 : Evolution du taux d'interet des appels d'offre
(T1AO) en zone CEMAC entre 2000 et 2010.
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
IT
ource : Banque de France 2010.
Nous constatons une evolution décroissante de la courbe
du taux d'intérêt des appels d'offre entre 2000 et 2010, alors que
la BEAC n'avait pas modifié son taux directeur depuis la baisse de mars
2006. En 2008, le Comité de Politique Monétaire avait decide de
relever le T1AO de 25 points de base, compte tenu, en particulier, de la
persistance des tensions inflationnistes anticipées pour 2008. A partir
de décembre, l'affaiblissement des anticipations inflationnistes dans un
contexte de ralentissement économique, a conduit la BEAC a un
abaissement graduel de ses principaux taux directeurs, parmi lesquels le T1AO,
qui a été ramenés respectivement a 4,25% en 2009 et
2010.
B2. Les variables explicatives.
1l s'agit précisément du taux d'inflation
anticipée ( Et (ð t+ 1
/Ùt) ), l'écart de production (
yt ), le taux d'intéret nominal retardé (
it-1 ), le taux de change réel effectif
(tcer ) et le taux d'évolution de la masse monétaire (
m 2 ) :
-le taux d'inflation anticipée (
Et (ð t+ 1 / Ùt) )
traduit la détermination
des autorités monétaires a atteindre l'objectif
final de stabilité des prix. Cette variable présente l'avantage
de résoudre le problème de crédibilité auquel les
autorités monétaires de la CEMAC font face. Ainsi, la BEAC peut
s'en servir de l'inflation anticipée comme un objectif
intermédiaire de politique monétaire. L'inflation
anticipée est appréhendée au niveau d'inflation
réelle observée a l'année t a cause de
l'hypothèse de non crédibilité et d'incertitude quant a
l'avenir. Des autorités monétaires introduisent les anticipations
adaptatives des valeurs passées de l'inflation pour la prévision
du niveau d'inflation futur.
Graphique 2 : Evolution du taux d'inflation anticipée en
zone CEMAC en entre 2000 et 2010.
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
INF
ource : BEAC, 2010.
1l ressort de ce graphique que les fluctuations
constatées correspondent a une situation donnée des
économies réelles de la CEMAC. Par valeur de
référence, en 2000, après la crise asiatique au sortir des
années 1998, consécutive a la hausse des exportations des
matières premières vers l'Asie, la zone CEMAC a enregistré
une forte augmentation des taux d'inflation jusqu'à un pic en 2001 a
plus de 5% au dessus de la cible d'inflation définie a 3%. Cette
inflation en hausse s'observe également en 2005 et 2008 avec les
excédents de la recette pétrolière de la CEMAC
resultant de la hausse du prix du baril de petrole (a pres de
150 $) le baril et dans le me-me temps, la CEMAC a enregistre une
inflation de plus de 6% donc certains pays de la zone en ont enregistre un
ecart du taux d'inflation tres important avant la crise financiere de 2008.
Mais, ces fluctuations d'inflation revelent que l'inflation en zone CEMAC n'est
pas du type monetaire.
-Pecart de production (
yt ) a la periode t est la difference entre le P1B
reel effectif ( Yt ) et le P1B potentiel ( Y *).
Le P1B potentiel dit d'equilibre ( Y *)
peut etre definie comme la production « normal N de
l'economie. Le niveau normal de l'activite peut etre apprehende selon deux
approches (J-P. COT1 S et H. JOLY, 1997) : l'approche statistique et l'approche
economique. La premiere vise a extraire, a posteriori, la tendance deterministe
ou stochastique d'une serie de P1B. L'approche economique quant a elle, tend a
saisir le niveau maximal d'activite compatible avec la stabilite du rythme
d'inflation. Nous utilisons l'approche statistique pour saisir notre variable.
La production potentielle est obtenue ici, par le lissage du filtre de HODR1CK
et PRESCOTT (1997), (cf. annexe). Ainsi, l'ecart de production permet
d'observer le niveau de fluctuation de l'economie reelle. Selon les travaux de
D. B. GORDON (1983), cette variable substitue la variable chOmage dans la
mesure ou elle est susceptible d'influencer directement des prix dans la zone
CEMAC.
Graphique 3 : Evolution de l'ecart Graphique 4 : Evolution du P1B
de
production entre 2000 et 2010 reel effectif et le P1B potentiel
entre
dans la zone CEMAC 2000 et 2010 dans la zone CEMAC
GAPY
HP
YT
|
4 3 2 1 0
- 1
- 2
- 3
- 4
|
|
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
12000 11000 10000 9000 8000 7000 6000
|
|
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
ource : BEAC, 2010 Source : BEAC, 2010 a base
d'Eviews 5
Nous constatons dans le graphique 3 une accentuation des
écarts de production dans la CEMAC. Mais, comme le graphique 3 est peu
pertinente a l'analyse par rapport au graphique 4. Nous procédons a un
bref commentaire du graphique 4. Ainsi, nous constatons deux phases a savoir :
une première phase de 2006 a mi-2008 avec un P1B réel en degA
(inférieur) du P1B potentiel qui représente le P1B
d'équilibre. Cette situation se caractérise d'une accentuation du
chômage et de l'inflation. Autrement dit, malgré l'augmentation du
P1B en 2007, cette évolution est inférieur au niveau potentiel
par une perte de bien <tre collective des agents privés. Quant a la
seconde période mi-2008 a 2010, nous constatons que le P1B de la zone
CEMAC se situe au dessus de son niveau potentiel de plein emplois avec la
baisse de l'inflation.
-le taux de change reel effectif (tcer
) est le différentiel du taux d'intéret entre la France et
la CEMAC autrement dit l'Euro et le CFA. Cette variable est importante parce
qu'elle mesure la compétitivité des entreprises domestiques a la
concurrence étrangere dans le cadre d'une petite économie ouverte
au reste du monde. A cet égard, les économies des pays de la
CEMAC sont tributaires des modifications des prix internationaux ( S. NDO
NDONG, 2002 ; A. ONDO OSSA, 2002).
Graphique 5 : L'évolution du taux de change effectif
réel Euro/CFA entre 2000 et 2010
70 60 50 40 30 20 10 0 -10 -20
|
|
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
TCER
ource : CD Rom world Bank, 2010
Au regard de ce graphique, nous constatons que la zone CEMAC
est composée des petits pays ouverts sur l'extérieur. De plus, ce
graphique illustre que le taux change est tributaire aux chocs
extérieurs.
-le taux d'evolution de la masse monetaire (
m2 ), qui est l'objectif
intermediaire retenu par la BEAC depuis 1992. La stabilite des
prix selon l'objectif prioritaire de la BEAC depend en partie de cette masse
monetaire (BEAC, 2002). Car, afin d'evaluer les risques pesant sur la stabilite
monetaire et de decider d'une action, la BEAC suit etroitement l'evolution des
agregats monetaires (taux de croissance de la masse monetaire et des credits a
l'economie) (C. K. NGUENANG, H. TALABONG, 1. S. OULD, S. Y. KAMGNA, 2009).
Graphique 5 : Evolution de la masse monetaire en pourcentage de
variation annuelle entre 2000 et 2010 en zone CEMAC
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
M2
ource : BEAC, 2010
L'evolution de la masse monetaire (m2) connait une forte
instabilite entre 2000 et 2010. Du premier semestre de l'annee 2000, la masse
monetaire enregistre une evolution a la baisse de 25% a près de 5% au
premier semestre 2001. Puis, une phase d'accroissement du premier semestre 2001
au premier semestre 2002 de 5% A 15%, suivie d'une baisse encore plus brutale
du premier semestre de l'annee suivante de 15% a près de 2%. En 2003, la
masse monetaire croft de 2% a près de 20% en 2005, et de 2005 a 2006,
elle reste constante. Nous constatons que de 2006 a 2010, l'evolution de la
masse monetaire se caracterise a une tendance a la hausse en 2008, ce qui
correspond aux excedents du prix du baril de petrole avant l'effet contagion de
la crise financière. Mais, deux tendances a la baisse sont constatees en
2007 et 2009 correspondant ainsi a la periode avant l'augmentation du prix du
baril de petrole et la periode de baisse de la demande exterieure des
matières premières.
-Enfin, le taux le taux d'interet retards
(i) de l'annee t - 1 , elle
permet de mettre en evidence le caractere inertiel de la
politique monetaire de la BEAC. La presentation graphique de cette variable
n'est rien d'autre que celle du taux d'interet des appels d'offre.
Section 2 : La specification du modele theorique
Le comportement des autorites monetaire est souvent decrit par
les fonctions de reaction qui indiquent les cibles, qu'elles jugent importantes
ainsi que le poids relatif qu'elles leur accordent (J. ARMOUR et A. COTE,
2000). Formellement, nous utilisons le modele de J. TAYLOR (1993) base sur la
modification apportee de J. O. HA1RAULT et F. PORT1ER (1993), R. CLAR1DA, J.
GALV, M. GERTLER (1999) et J-P. POLL1N (1999) relatifs au comportement «
backward-looking N (HALDANE et BAT1N1, 1999) joint du taux d'interet nominal (
it ) , de l'inflation anticipee Et (ð
t+ 1 /Ùt) et de l'ecart de
production ( Yt - Y*) en
environnement incertain de la forme suivante :
i t = (1 + a1 )E
t ( ðt + 1 /Ù3+ a2(
Y t- Y*) (1)
avec : i = taux d'interet nominal de court terme (T1OA)
a l'annee t (ou taux de Taylor) ;
Et : traduit l'operateur d'anticipation
rationnelle (esperance mathematique) ;
E ( . / Ù t) designe
l'esperance conditionnelle a l'information dont dispose
la banque centrale a l'annee t, c'est-à-dire au
moment ou elle prend ses decisions ;
Ù t Materialise l'ensemble des
informations et decisions dans l'horizon d'anticipation (une annee) ;
ðt+1 : traduit le taux d'inflation future a la
periode t + 1 ;
a1 , a 2 , les parametres
attaches a chacune des variables.
En raison des difficultés de calcul de l'inflation
anticipée en espérance conditionnelle, qui implique des
applications et les démonstrations trés complexes et
compliquées. 1ci, nous nous appuyons sur les travaux de K. TENOU (2002),
appliqués a la zone UEMOA, relatifs a la regle de J. TAYLOR (1993), pour
appréhender l'inflation anticipée Et
(ð t+ 1 / Ùt) . Elle s'obtient par :
E t
( ð + 1 /Ùt ) =
ìð t + (1 - ì)ð cible
(2)
avec : ì est un parametre mesurant la
crédibilité de l'objectif d'inflation.
L'équation (2) signifie que les agents
économiques anticipent que l'inflation future est une moyenne
pondérée de l'objectif d'inflation des autorités
monétaires et de l'inflation passée. ì peut
prendre deux valeurs
extremes : 0 et 1.
Une valeur de ì = 0 signifie que l'objectif
d'inflation, explicite ou implicite, est crédible. Dans ce cas,
l'équation (2) s'écrit :
E (ð t + 1 /Ùt)
= ð cible (3)
ðcible : traduit la cible d'inflation définie
par la BEAC a 3% d'objectif d'inflation.
A contrario, une valeur de ì = 1 implique que
l'objectif d'inflation de la BEAC n'est pas crédible. L'équation
(2) s'écrit dans ce cas :
E (ð t+ 1 /Ù
t) = ð t (4)
ðt : traduit le taux d'inflation
passé.
L'équation (4) signifie que les agents
économiques anticipent le taux d'inflation future de l'année
t + 1 en tenant compte des valeurs passées de l'inflation a
l'année t.
En prenant appui sur l'equation (4), nous admettons que les
agents economiques de la CEMAC ne sont pas convaincus de la capacite de la BEAC
a limiter l'inflation a son niveau cible. Alors, notre modéle devient
:
i r = - ðcible+
|
(1 )
+ ð +
a 1 a 2 Y Y
( *
-
t t
|
)
|
(5)
|
avec : r : taux d'interêt reel d'equilibre.
Afin, de mieux cerner le comportement de la banque centrale,
nous nous interessons aux variables instrumentales qui apportent suffisamment
d'information sur l'economie reelle ( S. KOZ1CK1, 1999 ; S1R1, 2007). Ce qui
nous permet d'integrer d'autres arguments supplementaires comme le taux
d'interêt (T1OA) passe, le taux de change reel effectif et la masse
monetaire ( m2 ). En exprimant pour la linearisation l'ecart de
production en logarithme, l'equation (5) devient :
i i
= - + - ð + + ð +
r (1 )
a a log( )
y a tcer a m
+ + 2
t ( 1 )
t cible 1 t 2 t 3 4
|
(6)
|
avec : y t = ( Yt -
Y*) traduit le gap de production ou l'ecart entre le P1B reel
effectif ( Yt ) et le P1B reel potentiel ( Y *)
exprime en logarithme ;
it-1 : traduit le taux d'interêt passe a
l'annee t - 1 .
De plus, en prenant en compte le comportement de «
lissage du taux d'interêt N sur le taux d'interêt passe, le degre
d'inertie de la politique monetaire donne finalement l'equation suivante :
it = ñi( t - 1 ) +
(1 - ñ )(r - ð cible )+ (1 -
ñ )(1 + a1 ) ð t +
(1 - ñ)a 2 log(y t )+
(1 - ñ)[a3 tcer +
a4m2] (7)
ñ : est un parametre indiquant le degre d'inertie
de la politique monetaire.
tcer : le taux de change reel effectif entre l'EURO et
le CFA ; (m 2) : la masse monetaire ;
c2 -1
ñ = c1a 1
1 - c1
|
a
|
|
c3
|
|
a
|
|
c4
|
|
2
1 - c
|
1
|
3
1 - c
|
1
|
a3 , a4 , les parametres
attachés au taux de change réel effectif et la masse
monétaire (m2) ;
En raison de l'instabilité de la fonction de demande de
monnaie, qui remet en cause l'efficacité d'une politique
monétaire fondée sur le contrôle d'un agrégat
monétaire ( m2 ) de la BEAC, nous éliminons la variable
( m2 ) dans notre modele afin de stabiliser la fonction de
réaction de la BEAC. Cet argument est appuyé par les travaux de
ESTRELLA et M1 SHK1N (1997), alors notre équation (7) devient :
i t = ñ i( t - 1 )+ (1 -
ñ )(r- cible)+ (1 - ñ
)(1 + a1 ) ðt + (1 -
ñ)a 2 log(yt )+ (1 -
ñ)a3tcer (8)
avec ð t = ð ta : l'inflation
anticipée ;
Finalement le modele devient :
i t = + cible + (1 + a1
)ða+ a2 log(y )+
a3tcer] (9)
Posons : c 0 = (1 - ñ )(r
- ðcible); c1 = ñ ; c
2 = (1 - ñ )(1 + a1) ;
c3 = (1 - ñ )a2 ; c
4 = (1 - ñ )a3
La forme générale du modele a estimer est :
i t = c 0 +ci+
cgrt a + c3log( y
t ) + c4tcer+ å t
(10)
c0 , c1 ,
c2 , c3 , c4 les
élasticités attachées aux variables explicatives
Les relations entre les élasticités et les
coefficients de départ sont formulées par :
artie II
La vérification empirique de l'inflation
anticipée en zone CEMAC
CHA PITRE III L'ESTIMATION ET PRESENTATION DES
RESULTATS OBTENUS
1l s'agit au prealable de presenter le processus d'estimation du
modéle avant de proceder a la presentation des resultats du
modéle.
Section 1 : Le processus d'estimation du modele
Le processus d'estimation repose sur les donnees qui servent
de base a l'estimation d'une relation. De ce point de vue, nous procedons
d'abord a l'analyse des donnees avant de parler des etapes econometriques du
choix du meilleur modéle.
A. L'analyse des donnees
L'equation de Taylor est tres sensible au choix des variables
de reference, car les resultats different sensiblement selon les sources et les
methodes (DUMETZ, VERDELHAN, 1977). A cet effet, nos donnees sont issues des
Services de la BEAC (Etudes et Statistiques 2010, 2011), la Banque de France
(la zone franc, rapport annuel 2008 et 2010) et la Banque Mondiale (CD-ROM
World Bank, 2010).
La periode retenue pour les estimations et les tests
(2000-2010) n'est pas longue. A cause du manque de donnees, nous avons recouru
a une formule permettant de trimestrialiser celles-ci (B. MAN SOUR1, 2004) (cf.
annexe, pour la formule).
Le taux d'interet nominal de court terme retenu dans
l'estimation est le taux d'interet d'appel d'offre (T1AO). Et, les donnees sur
l'inflation anticipee qui necessite des calculs faisant appel a un grand nombre
de variables sont apprehendees ici a travers l'inflation passee a l'annee
t, selon le comportement g backward-looking D (HALDANE et BAT1N1, 1999)
d'une banque centrale et les agents prives.
En ce qui concerne les donnees de output gap (y), nous
utilisons les valeurs logarithmique du P1B (log(gapy)) dans l'optique de la
linearisation de
l'ecart de production. Pour les modalites d'usage, l'output
gap est exprimee en termes de difference entre le P1B reel observee en valeur
(Y) et le P1B potentiel dite d'equilibre (Y*). La production potentielle est
obtenue par le lissage du filtre de HODR1CK et PRESCOTT (1997) (R. M1LANO,
2005), (cf. annexe 2).
B. Les differentes stapes de la demarche econometrique
Le choix d'une methode d'estimation repose sur les conditions
de stationnarite des series. Ainsi, comme le critere de stationnarite ne doit
plus etre presume, alors, nous avons teste la stationnarite des variables a
base d'Eviews 5 sur les tests de D1CKEY-FULLER (1981) de la racine unitaire (F.
B. DOUCOURE, 2008).
A l'issu du test de stationnarite, il resulte que le taux
d'interet des appels d'offre (it ), le gap de production (log( yt
)) et le taux de change effectif ( tcer ) sont stationnaires a la
difference premiere. Par contre, l'inflation anticipee (ait ) est
stationnaire a niveau.
Nous choisissons la methode de cointegration de JOHANSEN
(1988), qui permet de preciser les conditions dans lesquelles il est legitime
de travailler sur des series non integrees au meme ordre. Cette methode permet
de combiner les variables stationnaires a niveau avec les variables
stationnaires en difference premiere pour obtenir le modele vectoriel a
correction d'erreur qui est une relation stable et economiquement interpretable
(F. B. DOUCOURE, 2007-2008).
De plus, le nombre de variables est superieur a deux (2), la
methode d'estimation de JOHANSEN apparait donc plus pertinente (W. GREENE,
2000).
1l s'agit des criteres de trace et valeur propre minimale au
seuil de 5%, le critere du rang et maximum de log vraisemblance, le critere de
SCHWARZ.
Nous avons effectué le test de cointégration
individuelle fondée sur la comparaison du ratio de vraisemblance a sa
valeur critique. L'hypothese du test est formulée comme suit :
Ho : 1l n'y a pas cointégration entre les variables du
modele ;
H1 : 1l y'a cointégration entre les variables du
modele.
Pour un seuil de significativité donné,
l'hypothese nulle d'absence de cointégration entre les variables est
acceptée, si la valeur du ratio de vraisemblance est inférieure a
sa valeur critique tabulée (O STERWALDLENUM, 1992). En revanche, une
valeur critique du ratio de vraisemblance supérieure a sa valeur
critique implique qu'il existe au moins une relation de cointégration
entre les variables.
Dans notre démarche économétrique, le
test de JOHANSEN SUMMARY suivant le critere de trace, nous avons deux (2)
relations de cointégration. Parmi les 5 formulations existantes, le
modele linéaire avec constante et tendance (Linear, 1ntercept, Trend)
est-il la meilleure forme fonctionnelle au regard des différents
criteres. En effet, les valeurs minimales des criteres H. AKA1KE (1974) et de
G. SCHWARZ (1978) valident le modele linéaire avec constance et
tendances au rang 2, avec un trimestre de retard (cf. annexe 5)
Data Trend:
|
None
|
None
|
Linear
|
Linear
|
Quadratic
|
Test Type
|
No Intercept
|
Intercept
|
Intercept
|
Intercept
|
Intercept
|
|
No Trend
|
No Trend
|
No Trend
|
Trend
|
Trend
|
Trace
|
3
|
3
|
3
|
2
|
2
|
Max-Eig
|
3
|
3
|
3
|
2
|
3
|
Data Trend:
|
None
|
None
|
Linear
|
Linear
|
Quadratic
|
Rank or
|
No Intercept
|
Intercept
|
Intercept
|
Intercept
|
Intercept
|
No. of CEs
|
No Trend
|
No Trend
|
No Trend
|
Trend
|
Trend
|
|
Akaike
|
|
|
|
|
|
Information
|
|
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|
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Criteria by
|
|
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|
|
Rank (rows) and Model
|
|
|
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|
|
(columns)
|
|
|
|
|
0
|
8.651932
|
8.651932
|
8.795242
|
8.795242
|
8.913333
|
1
|
7.968346
|
8.014959
|
8.166669
|
7.560061
|
7.663056
|
2
|
7.806438
|
7.716868
|
7.821329
|
7.248086
|
7.303570
|
3
|
7.856349
|
7.636349
|
7.693192
|
7.160209*
|
7.168303
|
4
|
8.172354
|
7.960507
|
7.980413
|
7.492053
|
7.477498
|
5
|
8.616907
|
8.402883
|
8.402883
|
7.923556
|
7.923556
|
|
Schwarz
|
|
|
|
|
|
Criteria by
|
|
|
|
|
|
Rank (rows) and Model
|
|
|
|
|
|
(columns)
|
|
|
|
|
0
|
9.686259
|
9.686259
|
10.03643
|
10.03643
|
10.36139
|
1
|
9.416404
|
9.504390
|
9.821592
|
9.256357*
|
9.524845
|
2
|
9.668227
|
9.661404
|
9.889984
|
9.399486
|
9.579090
|
3
|
10.13187
|
10.03599
|
10.17558
|
9.766713
|
9.857554
|
4
|
10.86160
|
10.81525
|
10.87653
|
10.55366
|
10.58048
|
5
|
11.71989
|
11.71273
|
11.71273
|
11.44027
|
11.44027
|
Section 2 : La presentation des resultats
Avant la présentation proprement dite des
résultats, nous nous permettons de rappeler une fois de plus
l'écriture du modéle retenu a des fins d'estimation.
A. Le rappel du modele estime
Le modéle de J. TAYLOR (1993) reformulé par J.
O. HA1RAULT et F. PORT1ER (1993), R. CLAR1DA, J. GALV, M. GERTLER (1999) et
J-P. POLL1N (1999) estimé est (équation10) :
i t = c 0 +
c1 itr t + c2 inf
t + c 3 log(y t )+
c5 tcert + et
(-) (-)
(+) (+) (+)
L'estimation de ce modéle repose sur une version
renouvelée des regles simples de politique monétaire
popularisée par J. TAYLOR (1993). 1l s'agit d'orienter le comportement
de la BEAC vers une maitrise de l'inflation et de stabilisation de
l'activité réelle a travers un objectif intermédiaire de
l'inflation anticipée, en rejetant son objectif intermédiaire de
contrôle de la masse monétaire (m2), qui génére la
persistance des écarts d'inflation et le biais d'inflation des pays de
la zone CEMAC essentiellement hétérogéne, et doublé
de l'instabilité de la demande de monnaie. Les signes attendus de nos
elasticites ou semi-elasticites nous permettront de verifier le
comportement de la BEAC.
Car, le signe negatif du coefficient a correction d'erreur
indique la vitesse d'ajustement du taux directeur (taux d'interet des appels
d'offre) vers son niveau d'equilibre de long terme suite a un choc. Ce signe
negatif du coefficient a correction d'erreur temoigne donc de l'efficacite de
l'inflation anticipee a atteindre l'objectif de maitrise de l'inflation, pour
eviter la perte collective de bien etre des agents prives.
B. La présentation des
résultats
Les resultats de l'estimation se retrouvent dans le tableau 1
cidessous.
Tableau 1 : Resultats du modele dans la zone CEMAC
Variables
|
it
|
itr
|
Inf
|
log(yt)
|
tcer
|
Elasticités
|
-0.702614
|
0,177352
|
0,025208
|
-0,007852
|
-0,001159
|
T-Student
|
[-4.32040]
|
[4.71534]
|
[7.58501]
|
[-3.52373]
|
[-3.49729]
|
R2
|
0.794194
|
|
T-Fisher
|
22.51053
|
De ces resultats, nous avons la relation dynamique de long terme
suivante :
D(IT) = - 0.702614*IT(-1)
- 0.177352*ITR(-1) + 0.025208*INF(-1)
+ 0.007852*logGAPY(-1) + 0.001159*TCER(-1) -
0.034278*@TREND(00Q1) + 3.731093
Avec : N=44 et R2=0.794194
Tableau 2 : resultats des parametres du depart
Parametres
|
Valeurs
|
a1
|
0,978589
|
a2
|
0,006669
|
a3
|
0,000098
|
1l en ressort que toutes les variables ont le signe attendu.
L'ajustement statistique est de bonne qualite. La representation a correction
d'erreur est validee puisque le coefficient du terme de correction d'erreur (la
force de rappel) est significative negatif et egal a -0,702614
dans la zone CEMAC. Les coefficients du T- Student sont, en valeur absolue,
superieur a 1,96. Ces valeurs montrent que les elasticites rattachees aux
variables ITRt, INFt, logYt, TCERt et la
constance de notre modele sont significativement differentes de zero. Ces
quatre variables influencent significativement le niveau du taux d'interet des
appels d'offre en zone CEMAC.
La valeur du coefficient a correction d'erreur (force de
rappel) associee A la variable taux d'interet represente la part de l'ecart
entre le taux d'interet des appels d'offre passe, le taux d'inflation
anticipee, l'ecart de production et le taux de change reel effectif. Ce
coefficient est tres significatif (-0,702614), car il est inferieur a -0,5 au
seuil de 5%. Ce qui temoigne la bonne qualite de l'ajustement selon le test de
Student estime a (-4.32040). D'un trimestre 5 l'autre, la variable taux
directeur ( ITt *) converge rapidement vers son niveau
d'equilibre de long terme ( IV), ce qui empeche toute
situation d'inflation surprise ou de biais inflationniste.
La regle de J. TAYLOR, sur la base trimestrielle, dans la CEMAC
s'ecrit :
i t = ñ it - 1 + (1 - -
ðcible+ 1,9 8 < +0,007 log00+ 0, 000098tcer]
avec : ñ = 0,1 77
On en deduit que, sur une base trimestrielle le taux d'inflation
anticipee est relativement plus sensible a l'ecart du taux d'interet.
CHA PITRE II L'INTERPRETATION DES RESULTATS
OBTENUS
Apres l'estimation du modele dans le chapitre precedent, nous
procedons dans ce chapitre a l'interpretation des resultats obtenus, dans
l'appreciation de la significativite d'une part, et ensuite les implications de
l'inflation anticipee dans la conduite de la politique monetaire en zone
CEMAC.
Section 1 : La significativite averse de l'inflation
anticipee
1l s'agit d'apprecier la significativite de chacune des variables
integrees dans le modele en terme isole et de fagon globale.
A. La significativite de chacune des variables
Les resultats de l'estimation revelent tout d'abord que la
politique monetaire en Afrique centrale s'exerce par le canal des taux
d'interet. En agissant sur le taux d'interet, la BEAC modifie le cout d'emprunt
des entreprises et des menages en ce qui concerne leurs decisions de
consommation et d'investissement. Cela se comprend d'autant mieux que les pays
de la zone CEMAC sont des economies d'endettement administrees, caracterisees
par la predominance de la finance indirecte (A. ONDO OSSA, 2002).
L'elasticite associee a l'inflation anticipee est de 0,025
tandis que celles de l'output gap est de 0,00785 et le taux de change effectif
reel associe A cette serie est de 0,001159. Ceci signifie que la BEAC accorde
plus de poids a la stabilisation des prix qui ressort de son objectif final.
Ainsi que le temoigne le test de Student de 7,58 attache a l'inflation
anticipee qui est significatif (7,58 superieur a 1,96 de la table).
L'output gap est de 0,00785, faiblement significatif, cela
s'explique entre autre, par la lenteur de l'action des taux d'interêt sur
l'activite. Car, malgre les reformes avec la mise en place du comite de
politique monetaire (CPM), qui selon l'article 38 des statuts revises du 23
septembre 2007 est l'organe de decision en matiere de politique monetaire et de
gestion des
reserves de change, le delai de transmission de la politique
monetaire demeurent long. Un tel resultat devrait amener la BEAC a se donner un
horizon qui permettrait a ce mecanisme d'être efficace, a travers
l'integration de l'objectif d'inflation anticipee dans sa fonction de
reaction.
L'elasticite du taux de change effectif reel de 0,001159
demeure encore faiblement significative, en raison d'une faible importance
accordee par la BEAC au critere de competitivite des entreprises domestiques.
Car, la BEAC s'arrange toujours a maintenir le taux d'interet de la CEMAC en
dessus de celui de la France, pour attirer les investisseurs etrangers (A. ONDO
OSSA, 2001).
Le principal enseignement qu'on peut tirer des resultats de
l'estimation est que la BEAC doit integrer l'inflation anticipee dans sa
fonction de reaction. Car, c'est l'evolution du niveau d'inflation anticipee
qui doit guider le comportement d'augmentation ou de diminution du taux
d'interet en zone CEMAC. Etant donne que les agents prives (menages et
entreprises) sont guides par les anticipations d'inflation, la meilleure
strategie possible pour la BEAC consiste a ancrer les anticipations des agents
prives a travers une strategie simple d'inflation anticipee.
B. La significativite globale des variables
Ces resultats font ressortir un lissage du taux d'interet reel
retarde des appels d'offre (taux directeur). En effet, le coefficient de
lissage est faible, mais significatif et il presente un signe positif conforme
au postulat theorique de base du caractere inertiel de la politique monetaire a
travers le taux d'interet reel. En outre, sa valeur (0,177) est faible par
rapport aux travaux de K. TENOU (2002) sur la zone UEMOA. Ceci peut <tre du
a l'hypothese de non credibilite qui differencie notre modele de celle de K.
TENOU (2002).
Notre modele a correction d'erreur est globalement significatif.
Le test de F1 SHER est de 22.51. Ce qui suppose que la serie est validee.
Ainsi, la significativite globale du modéle est appuyee
par le test de F1 SHER- SNEDECOR qui est de 22.51053. Autrement dit, les
variations exogénes de l'inflation anticipee, de l'ecart de production
et du change reel effectif expliquent globalement toutes les variations de la
variable endogéne taux directeur de la BEAC.
Section 2 : Les implications de l'inflation
anticipee
1l s'agit de presenter les implications de l'inflation
anticipee dans l'ancrage des anticipations des agents prives et la prise en
compte des chocs exogene et endogene.
A. L'ancrage des anticipations des agents prives
Par rapport a l'ancrage des anticipations des agents prives,
il ressort que la strategie de la BEAC doit se fonder sur le moyen et long
terme definis comme un horizon temporel ou des agents economiques prennent des
decisions intertemporelles.
En effet, l'ancrage des anticipations d'inflation permet aux
autorites monetaires de reagir de maniere appropriee (L. AUCREMANNE et S. 1DE,
2010). Dans la zone CEMAC, les recentes baisses de l'economie reelle qu'on
enregistre les pays de la CEMAC, dans le meme temps, l'inflation de la zone a
fortement recule et est meme devenue inferieure a la cible d'inflation definie
par la BEAC. En raison de la chute des prix des matieres premieres, les
anticipations d'inflation n'ont ete que peu affectees par cette forte baisse.
Le recul des taux directeurs nominaux a ainsi entraine une diminution notable
du taux d'interet reel ex ante, lequel a meme atteint
des valeurs tres faibles jamais enregistrees dans la CEMAC de 4,75% le 18
decembre 2008 et 4,25% le 2 juillet 2009.
Etant donne que c'est precisement ce taux qui est important au
niveau de l'evolution de l'activite economique, une politique monetaire
trés expansionniste a donc pu <tre menee si et seulement si la BEAC
integrait dans sa fonction de reaction l'inflation anticipee, qui devait
orienter ou guider le niveau de taux d'interêt d'equilibre susceptible
d'entrainer une
croissance optimale. Mais, cela n'aurait pas été
possible si les anticipations d'inflation, a défaut d'un ancrage
suffisant, avaient suivi le recul de l'inflation observée. Une telle
dérive a la baisse des anticipations d'inflation constitue justement un
des principaux mécanismes conduisant a une spirale
déflationniste.
A son tour, la déflation6 aurait rendu le
processus de désendettement en cours nettement plus complexe et aurait
donc exercé une pression supplémentaire sur la stabilité
financiere et macroéconomique.
Pour l'avenir, il est donc primordial que les anticipations
d'inflation restent bien ancrées. 1l s'agit la d'un des
éléments qui marque la nécessité de l'inflation
anticipée comme un objectif intermédiaire de la BEAC.
B. Le role de l'inflation anticipee dans la politique
monetaire
Le rôle majeur joué par l'inflation
anticipée dans les pays ou les zones monétaires qui ont pour le
moins intégré dans leur fonction de réaction est double :
le gain de crédibilité et la réduction de
l'incertitude.
La crédibilité de la BEAC découle de sa
capacité a atteindre sinon respecter l'objectif qu'elle s'est
fixé. En effet, les agents économiques qui fixent les prix et
prévoit les salaires. Ces agents privés tiennent compte des
attentes quant a l'évolution future de l'inflation. La
crédibilité de la banque centrale concernant le maintien de la
stabilité des prix est par conséquent cruciale.
Bien que malheureusement, la stratégie de politique
monétaire de la BEAC depuis 1992 est restée
particuliérement centrée sur le contrôle de
l'agrégat monétaire m2. Alors que la crédibilité et
les anticipations d'inflation sont essentielles partant me-me de
l'aspect institutionnel de la politique monétaire.
La crédibilité conduit alors a un meilleur
ancrage des anticipations d'inflation et facilite in fine la stabilisation de
l'inflation. La mise en place
6 La contraction des grandeurs économiques
nominales, baisse généralisée des prix, des salaires,
réduction de la masse monétaire qui peut s'accompagner d'une
contraction des grandeurs réelles, baisse de la demande de la
production, de l'emploi, etc...
d'un tel cadre contraignant est la traduction pratique des
legons tirees du debat opposant g discretion D et g engagement D dans la
litterature (BEAN, 2009 ; BERNANKE, 2010 ; B1N1 SMAGH1, 2009 ; BLANCHARD, 2010
; BR1, 2009a ; CECCHETT1, D1 SYATAT et KOHLER, 2009 ; KOHN, 2009 ; GOODHART,
2009 ; PAPADEMOS, 2009 ; TAYLOR, 2007 et TR1CHET, 2009, 2010).
Plusieurs elements ont leur importance. L'existence d'un
mandat explicite la sauvegarde de la stabilite des prix en est un. De plus,
plusieurs banques centrales ont traduit ce mandat en un objectif quantitatif
d'inflation, ce qui offre un ancrage nominal aux anticipations d'inflation et
un cadre pour la reddition de comptes par l'autorite monetaire. En adoptant une
strategie claire au sujet de laquelle la banque centrale communique
regulierement, la politique devient en outre previsible et donc plus efficace
puisque les anticipations peuvent ainsi être mieux pilotees.
Cette transparence et cette previsibilite ne signifient
toutefois pas que la politique monetaire est mise en oeuvre mecaniquement au
moyen de l'une ou l'autre regle : bien que les decisions s'inscrivent dans une
strategie clairement enoncee, l'autorite dispose toujours d'une marge de
manoeuvre et peut donc faire preuve de flexibilite. L'economie est en effet en
realite nettement plus complexe que les modeles economiques fortement
simplifies demontrant la superiorite de l'approche de l'gengagementD, si bien
qu'il est preferable que l'autorite puisse disposer d'une certaine
flexibilite.
La pratique a egalement montre que la banque centrale doit de
preference être independante dans l'exercice de son mandat. Cet aspect
accroit aussi la credibilite. Cela ne la dispense toutefois pas de l'obligation
de rendre des comptes sur ses actions et ses motivations, que du contraire. Un
degre eleve d'independance peut ainsi être justifie et sera dés
lors durable. Le fait de devoir rendre des comptes permet en outre de clarifier
la strategie suivie.
CONCLUSION GENERALE
La presente etude consacree a l'inflation anticipee en zone
CEMAC, et plus precisement les modalites de l'integration de l'inflation
anticipee dans la fonction de reaction de la BEAC, nous a permis d'analyser une
des strategies de politique monetaire coherente. Car, les anticipations
d'inflation influencent la negociation des engagements economiques et
financiers portant sur l'avenir en zone CEMAC.
L'inflation anticipee constitue une reponse adaptee a
l'engagement de la BEAC a respecter un objectif clair de stabilite des prix
selon l'article 26 des statuts de la BEAC. Cette strategie de politique
monetaire axee sur l'inflation anticipee permet aux autorites monetaires de la
zone CEMAC d'ancrer les anticipations d'inflation des agents prives, afin de
minimiser la perte sociale collective qui en decoule de la baisse du pouvoir
d'achat generalisee des menages. Lorsque les taux d'inflation anticipee, vise
et observe coincident et que les surprises au chapitre de l'evolution des prix,
des salaires et des taux d'interet ont disparu, les transactions et les
echanges des agents economiques s'effectuent comme ils avaient ete prevus lors
de la prise de decision, et la tenue de l'economie s'en trouve amelioree.
Cette analyse de l'inflation anticipee nous a permis de
montrer l''importance de l'inflation anticipee dans la prise en compte des
considerations telles que le degre d'incertitude et les coilts d'une action qui
peuvent prevaloir du niveau d'evolution de l'activite reelle. Ainsi,
l'inflation anticipee permet a la banque centrale de reduire l'incertitude et
celle-ci est amenee a publier ses previsions d'inflation au rythme oil elle
prend des decisions.
La reduction du delai de reaction de la politique monetaire
face aux chocs inflationnistes, autrefois long avec l'objectif intermediaire du
ciblage de l'inflation. Afin de ne pas repondre de maniere tardive aux
decalages entre l'inflation reelle et l'objectif final de stabilite des
prix.
Du gain de credibilite de la politique monetaire et donc de la
banque centrale vis-à-vis des agents prives (menages et entreprises).
Cette credibilite resulte en partie de l'attenuation des fluctuations
qu'enregistre l'inflation.
1l ressort de cette étude que l'inflation
anticipée est significative sur le taux d'intérêt des
appels d'offre (taux directeur de la BEAC), a long terme, en raison de la
détermination d'une maitrise l'objectif d'inflation. Ce résultat
est conforme non seulement aux considérations qu'ont les agents
économiques de l'inflation mais aussi des anticipations dans la
prévision des évolutions futures des prix et l'incertitude
quant-aux chocs externes des économies en développement ouverte
au reste du monde.
Partant de l'hypothése de non crédibilité
de la BEAC ( S. ENGONE MVE, 2003) et du comportement g backward-looking D
(HALDANE et BAT1N1, 1999), nous nous sommes inspiré du modéle de
J. TAYLOR (1993) modifié par J. O. HA1RAULT et F. PORT1ER (1993), R.
CLAR1DA, J. GALV, M. GERTLER (1999) et J-P. POLL1N (1999) relatifs au
comportement joint du taux d'intérêt, de l'inflation
anticipée, de l'écart de production et du taux de change
réel effectif, que nous nous sommes servi et avons eu recours a la
technique de co-intégration de JOHANSEN (1988) et a l'estimation du
modéle a correction d'erreur vectorielle pour mettre en évidence
cette relation de significativité avérée de l'inflation
anticipée dans le processus d'ajustement de court et de long terme de
l'équilibre dynamique du taux d'intérêt de la BEAC.
Par dessus tout, le choix d'un objectif intermédiaire
de politique monétaire en zone CEMAC ne peut s'opérer en marge du
probléme de la coordination des politiques monétaire et
budgétaire, sans lequel les regles finissent par être contre
productives (J. J. EKOM1E, 2001). Pour être efficace, une politique
monétaire doit guider les anticipations des agents économiques du
secteur privé, de maniére a maintenir l'inflation au voisinage du
taux visé ou anticipée (A ONDO OSSA, 2002).
ANNEXE
ANNEXE 1 : Trimestrialisation
Pour chaque variable Z de notre modele, nous associons une
quantite q telle que :
a = V4. Z~. (0,50. Z~_1 + 3. Zt + 0,50. Z~+1)
Dés lors, les valeurs de la variable Z au premier (Z1),
deuxiéme (Z2), troisieme (Z3) et quatriéme (Z4) trimestres
peuvent êtres estimées comme suit :
|
|
|
|
|
Zi = 4
|
Z t)
|
. (4_1
|
+ 0,625Zt -
|
0,6254_1)
|
( a
|
|
|
|
|
|
Z2 = 4
|
Z t)
.
( a
|
(4_1
|
+ 0,8754) -
|
0,8754_1)
|
Z2 = 4 (Z t). (Zt + 0,1254+1)
- 0,125Zt)
a
Z2 = 4 (Z t). (4 + 0,3554+1) -
0,375Zt)
a
En utilisant les techniques des series temporelles annuelles,
nous arrivons a determiner les donnees trimestrialisees.
ANNEXE 2 : Représentation d'une
formulation d'HODR1CK et PRESCOTT (1997)
Soit ST l'ensemble des séries finies
paramétrées sur l'ensemble des
indices entiers [- T, T]. Le filtre HP (A) de paramétre A
est une application de ST dans ST qui a une série chronologique finie
XT E ST associe l'unique série YT E ST minimisant l'expression suivante
:
2
,
-
1
)
min Y T T YT
E Y = min V (x k - yk )2
+ë E ( yk+1 - 2y +
y
k k
k- T
k- T
Oa encore selon C. G1ORNO, P. R1CHARD SON, D. RO SEVEARE et P.
VAN DEN NOORD (1995) :
T T
( InY - InYt* )
2 +ëE
* * *
[ InY InY
+ - ) (
- InY In
*
( - ) ]
t 1 t t t - 1
2
ANNEXE 3
Date: 09/27/11 Time: 22:50
Sample: 2000Q1 2010Q4 Included observations: 42 Series: IT ITR
INF LOGY TCER Lags interval: 1 to 1
Selected
(0.05 level*)
Number of
Cointegrating
Relations by
Model
Data Trend:
|
None
|
None
|
Linear
|
Linear
|
Quadratic
|
Test Type
Trace Max-Eig
|
No Intercept No Trend 3 3
|
Intercept No Trend 3 3
|
Intercept No Trend 3 3
|
Intercept Trend 2 2
|
Intercept Trend
2
3
|
|
Log Likelihood by Rank (rows) and
Model (columns)
|
|
|
|
|
0
|
-156.6906
|
-156.6906
|
-154.7001
|
-154.7001
|
-152.1800
|
1
|
-132.3353
|
-132.3141
|
-131.5000
|
-117.7613
|
-115.9242
|
2
|
-118.9352
|
-115.0542
|
-114.2479
|
-100.2098
|
-98.37497
|
3
|
-109.9833
|
-102.3633
|
-101.5570
|
-87.36438
|
-85.53436
|
4
|
-106.6194
|
-98.17066
|
-97.58868
|
-83.33312
|
-82.02747
|
5
|
-105.9550
|
-96.46054
|
-96.46054
|
-81.39467
|
-81.39467
|
|
Akaike
|
|
|
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Information
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Criteria by
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Rank (rows) and Model
|
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(columns)
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|
|
|
|
0
|
8.651932
|
8.651932
|
8.795242
|
8.795242
|
8.913333
|
1
|
7.968346
|
8.014959
|
8.166669
|
7.560061
|
7.663056
|
2
|
7.806438
|
7.716868
|
7.821329
|
7.248086
|
7.303570
|
3
|
7.856349
|
7.636349
|
7.693192
|
7.160209*
|
7.168303
|
4
|
8.172354
|
7.960507
|
7.980413
|
7.492053
|
7.477498
|
5
|
8.616907
|
8.402883
|
8.402883
|
7.923556
|
7.923556
|
|
Schwarz
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Criteria by
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Rank (rows) and Model
|
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(columns)
|
|
|
|
|
0
|
9.686259
|
9.686259
|
10.03643
|
10.03643
|
10.36139
|
1
|
9.416404
|
9.504390
|
9.821592
|
9.256357*
|
9.524845
|
2
|
9.668227
|
9.661404
|
9.889984
|
9.399486
|
9.579090
|
3
|
10.13187
|
10.03599
|
10.17558
|
9.766713
|
9.857554
|
4
|
10.86160
|
10.81525
|
10.87653
|
10.55366
|
10.58048
|
5
|
11.71989
|
11.71273
|
11.71273
|
11.44027
|
11.44027
|
ANNEXE 4
Date: 09/28/11 Time: 02:45
Sample (adjusted): 2000Q3 2010Q4
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted) Series:
IT ITR INF LOGY TCER
Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized No. of CE(s)
|
Eigenvalue
|
Trace Statistic
|
0.05 Critical Value
|
Prob.**
|
None *
|
0.827781
|
146.6108
|
88.80380
|
0.0000
|
At most 1 *
|
0.566466
|
72.73321
|
63.87610
|
0.0075
|
At most 2
|
0.457565
|
37.63026
|
42.91525
|
0.1528
|
At most 3
|
0.174664
|
11.93943
|
25.87211
|
0.8162
|
At most 4
|
0.088175
|
3.876902
|
12.51798
|
0.7599
|
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level *
denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis
(1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized No. of CE(s)
|
Eigenvalue
|
Max-Eigen Statistic
|
0.05 Critical Value
|
Prob.**
|
None *
|
0.827781
|
73.87763
|
38.33101
|
0.0000
|
At most 1 *
|
0.566466
|
35.10295
|
32.11832
|
0.0209
|
At most 2
|
0.457565
|
25.69083
|
25.82321
|
0.0520
|
At most 3
|
0.174664
|
8.062527
|
19.38704
|
0.8159
|
At most 4
|
0.088175
|
3.876902
|
12.51798
|
0.7599
|
Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05
level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by
b'*S11*b=I):
IT
|
ITR
|
INF
|
LOGY
|
TCER
|
@TREND(00Q2)
|
12.02349
|
-3.034937
|
0.479461
|
0.134360
|
0.019838
|
0.586582
|
-3.741970
|
1.683502
|
-0.952867
|
-0.113043
|
-0.026400
|
-0.089033
|
-3.455537
|
1.854994
|
-0.091676
|
0.098232
|
-0.078184
|
-0.092550
|
2.305633
|
0.608883
|
0.260950
|
-0.351331
|
-0.010953
|
0.155560
|
4.378348
|
5.122141
|
0.209943
|
0.004813
|
0.010072
|
0.705557
|
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
|
|
|
|
D(IT)
|
-0.058437
|
-0.021235
|
0.027852
|
0.019333
|
-0.009674
|
D(ITR)
|
-0.009228
|
-0.006488
|
0.038379
|
0.017556
|
-0.015015
|
D(INF)
|
-0.034300
|
0.361002
|
-0.001097
|
0.009291
|
-0.018586
|
D(LOGY)
|
-0.190759
|
0.032526
|
0.054728
|
0.551800
|
0.039670
|
D(TCER)
|
-0.480965
|
2.089133
|
6.244615
|
-0.756246
|
2.056763
|
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -117.7613
Normalized cointegrating coefficients (standard error in
parentheses)
IT ITR INF LOGY TCER @TREND(00Q2)
1.000000 -0.252417 0.039877 0.011175 0.001650 0.048786
(0.05353) (0.00526) (0.00317) (0.00047) (0.00385) Adjustment
coefficients (standard error in parentheses)
D(IT) -0.702614
(0.16263)
D(ITR) -0.110959
(0.17755)
D(INF) -0.412401
(0.98463)
D(LOGY) -2.293594
(2.70925)
D(TCER) -5.782882
(24.4073)
2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -100.2098
Normalized cointegrating coefficients (standard error in
parentheses)
IT
|
ITR
|
INF
|
LOGY
|
TCER
|
@TREND(00Q2)
|
1.000000
|
0.000000
|
-0.234636
|
-0.013155
|
-0.005259
|
0.080733
|
|
|
(0.04155)
|
(0.02501)
|
(0.00379)
|
(0.00491)
|
0.000000
|
1.000000
|
-1.087535
|
-0.096388
|
-0.027371
|
0.126561
|
|
|
(0.16018)
|
(0.09641)
|
(0.01462)
|
(0.01892)
|
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(IT)
|
-0.623156
|
0.141604
|
|
(0.16421)
|
(0.04526)
|
D(ITR)
|
-0.086681
|
0.017086
|
|
(0.18544)
|
(0.05111)
|
D(INF)
|
-1.763259
|
0.711845
|
|
(0.68773)
|
(0.18955)
|
D(LOGY)
|
-2.415306
|
0.633701
|
|
(2.83659)
|
(0.78180)
|
D(TCER)
|
-13.60035
|
4.976759
|
|
(25.1722)
|
(6.93777)
|
3 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -87.36438
Normalized cointegrating coefficients (standard error in
parentheses)
IT
|
ITR
|
INF
|
LOGY
|
TCER
|
@TREND(00Q2)
|
1.000000
|
0.000000
|
0.000000
|
0.035580
|
-0.014852
|
0.070558
|
|
|
|
(0.01982)
|
(0.00301)
|
(0.00367)
|
0.000000
|
1.000000
|
0.000000
|
0.129501
|
-0.071836
|
0.079402
|
|
|
|
(0.08607)
|
(0.01306)
|
(0.01594)
|
0.000000
|
0.000000
|
1.000000
|
0.207708
|
-0.040886
|
-0.043364
|
|
|
|
(0.11485)
|
(0.01742)
|
(0.02127)
|
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(IT) -0.719401 0.193270 -0.010338
(0.15880) (0.04786) (0.01302)
D(ITR) -0.219302 0.088279 -0.001761
(0.17263) (0.05203) (0.01415)
D(INF) -1.759468 0.709810 -0.360332
(0.71315) (0.21492) (0.05847)
D(LOGY) -2.604419 0.735220 -0.127472
(2.93897) (0.88571) (0.24097)
D(TCER) -35.17885 16.56048 -2.793753
(22.1672) (6.68052) (1.81752)
4 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -83.33312
Normalized cointegrating coefficients (standard error in
parentheses)
IT ITR INF LOGY TCER @TREND(00Q2)
1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -0.009971 0.067785
(0.00259) (0.00314)
0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 -0.054071 0.069307
(0.01089) (0.01320)
0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 -0.012393 -0.059554
(0.01661) (0.02013)
0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 -0.137176 0.077948
(0.05623) (0.06815)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(IT) -0.674825 0.205042 -0.005293 -0.009508
(0.15533) (0.04665) (0.01291) (0.00474)
D(ITR) -0.178825 0.098968 0.002820 -0.002904
(0.17083) (0.05130) (0.01420) (0.00522)
D(INF) -1.738047 0.715467 -0.357907 -0.048789
(0.72389) (0.21739) (0.06016) (0.02210)
D(LOGY) -1.332172 1.071201 0.016520 -0.217796
(2.71611) (0.81567) (0.22572) (0.08293)
D(TCER) -36.92248 16.10002 -2.991096 0.578331
(22.4462) (6.74082) (1.86541) (0.68535)
ANNEXE 5
Vector Error Correction Estimates
Date: 09/28/11 Time: 02:58
Sample (adjusted): 2000Q3 2010Q4
Included observations: 42 after adjustments Standard errors in (
) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
IT(-1) 1.000000
ITR(-1) -0.252417
(0.05353)
[-4.71534]
INF(-1)
|
0.039877
|
|
|
|
|
|
(0.00526)
|
|
|
|
|
|
[ 7.58501]
|
|
|
|
|
LOGY(-1)
|
0.011175
|
|
|
|
|
|
(0.00317)
|
|
|
|
|
|
[ 3.52373]
|
|
|
|
|
TCER(-1)
|
0.001650
|
|
|
|
|
|
(0.00047)
|
|
|
|
|
|
[ 3.49729]
|
|
|
|
|
@TREND(00Q1)
|
0.048786
|
|
|
|
|
|
(0.00385)
|
|
|
|
|
|
[ 12.6557]
|
|
|
|
|
C
|
-5.310303
|
|
|
|
|
Error Correction:
|
D(IT)
|
D(ITR)
|
D(INF)
|
D(LOGY)
|
D(TCER)
|
CointEq1
|
-0.702614
|
-0.110959
|
-0.412401
|
-2.293594
|
-5.782882
|
|
(0.16263)
|
(0.17755)
|
(0.98463)
|
(2.70925)
|
(24.4073)
|
|
[-4.32040]
|
[-0.62493]
|
[-0.41884]
|
[-0.84658]
|
[-0.23693]
|
D(IT(-1))
|
1.534176
|
0.521239
|
-1.026189
|
-1.843796
|
-14.82725
|
|
(0.21413)
|
(0.23378)
|
(1.29645)
|
(3.56724)
|
(32.1367)
|
|
[ 7.16472]
|
[ 2.22959]
|
[-0.79154]
|
[-0.51687]
|
[-0.46138]
|
D(ITR(-1))
|
0.605806
|
1.029233
|
1.167271
|
1.736149
|
0.509534
|
|
(0.15916)
|
(0.17377)
|
(0.96362)
|
(2.65144)
|
(23.8864)
|
|
[ 3.80635]
|
[ 5.92313]
|
[ 1.21134]
|
[ 0.65479]
|
[ 0.02133]
|
D(INF(-1))
|
0.024580
|
0.010510
|
0.635317
|
-0.016611
|
-1.815386
|
|
(0.02128)
|
(0.02323)
|
(0.12883)
|
(0.35449)
|
(3.19356)
|
|
[ 1.15514]
|
[ 0.45239]
|
[ 4.93130]
|
[-0.04686]
|
[-0.56845]
|
D(LOGY(-1))
|
0.020171
|
0.027030
|
0.101171
|
0.275829
|
0.442084
|
|
(0.01163)
|
(0.01270)
|
(0.07040)
|
(0.19372)
|
(1.74520)
|
|
[ 1.73465]
|
[ 2.12908]
|
[ 1.43700]
|
[ 1.42385]
|
[ 0.25331]
|
D(TCER(-1))
|
0.001623
|
0.002266
|
0.002086
|
-0.009186
|
-0.084171
|
|
(0.00113)
|
(0.00123)
|
(0.00685)
|
(0.01884)
|
(0.16970)
|
|
[ 1.43506]
|
[ 1.83532]
|
[ 0.30471]
|
[-0.48769]
|
[-0.49601]
|
C
|
0.075362
|
0.015848
|
0.008881
|
-0.007847
|
-1.135816
|
|
(0.02368)
|
(0.02586)
|
(0.14339)
|
(0.39453)
|
(3.55430)
|
|
[ 3.18219]
|
[ 0.61293]
|
[ 0.06194]
|
[-0.01989]
|
[-0.31956]
|
R-squared
|
0.794194
|
0.757235
|
0.565825
|
0.087913
|
0.024940
|
Adj. R-squared
|
0.758913
|
0.715618
|
0.491395
|
-0.068445
|
-0.142214
|
Sum sq. resids
|
0.268932
|
0.320566
|
9.858299
|
74.63729
|
6057.513
|
S.E. equation 0.087657
|
0.095703
|
0.530722
|
1.460306
|
13.15568
|
F-statistic 22.51053
|
18.19539
|
7.602118
|
0.562255
|
0.149202
|
Log likelihood 46.47487
|
42.78667
|
-29.15894
|
-71.66980
|
-163.9945
|
Akaike AIC -1.879756
|
-1.704127
|
1.721854
|
3.746181
|
8.142595
|
Schwarz SC -1.590144
|
-1.414515
|
2.011466
|
4.035793
|
8.432207
|
Mean dependent -0.103432
|
-0.118627
|
0.006626
|
-0.013657
|
-0.031995
|
S.D. dependent 0.178526
|
0.179462
|
0.744178
|
1.412758
|
12.30947
|
Determinant resid covariance (dof adj.)
|
0.000467
|
|
|
|
Determinant resid covariance
|
0.000188
|
|
|
|
Log likelihood
|
-117.7613
|
|
|
|
Akaike information criterion
|
7.560061
|
|
|
|
Schwarz criterion
|
9.256357
|
|
|
|
ANNEXE 6
Estimation Proc:
---------------------------- ----------------------------
EC(D,1) 1 1 IT ITR INF LOGY TCER VAR Model:
D(IT) = A(1,1)*(B(1,1)*IT(-1) + B(1,2)*ITR(-1) +
B(1,3)*INF(-1) + B(1,4)*LOGY(-1) + B(1,5)*TCER(-1) + B(1,6)*@TREND(00Q1) +
B(1,7)) + C(1,1)*D(IT(-1)) + C(1,2)*D(ITR(-1)) + C(1,3)*D(INF(-1)) +
C(1,4)*D(LOGY(-1)) + C(1,5)*D(TCER(-1)) + C(1,6)
VAR Model - Substituted Coefficients:
D(IT) = - 0.702614376*( IT(-1) - 0.2524173503*ITR(-1) +
0.03987704373*INF(-1) + 0.01117481329*LOGY(-1) + 0.001649940421*TCER(-1) +
0.04878630564*@TREND(00Q1) - 5.310302768 ) + 1.53417555*D(IT(-1)) +
0.6058063928*D(ITR(-1)) + 0.0245800154*D(INF(-1)) + 0.02017120935*D(LOGY(-1)) +
0.001622613916*D(TCER(-1)) + 0.07536223543
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TABLE DES MATIERES
Dedicace
Remerciement
Sommaire
Introduction generale
..........................................................................
1
artie I. L'analyse theorique de l'inflation anticipee
en zone CEMAC..10
Chapitre I. Les modalites d'integration de l'inflation
anticipee............11
Section 1 : Les hypotheses
d'analyse...................................................11 A. L'objectif
d'inflation non credible dans la CEMAC..................11 L'existence d'une
incertitude strategique dans la zone
CEMAC............................................................................................12
Section 2 : La justification economique du choix des
hypothese........12
A. Le role des anticipations des agents economiques dans
la
CEMAC..............................................................................13
B. Le cadre institutionnel de conduite de la politique
monetaire14
Chapitre II. La presentation du modele
theorique................................16 Section 1 : Les differentes
variables du modele...................................16
A. L'objet du modele
theorique...................................................16
B. Les differentes variables du
modele........................................16
Section 2 : La specification de la fonction de
reaction.........................22
Partie II. La verification empirique de l'inflation
anticipee en zone
CEMAC....................................................26
Chapitre III. L'estimation et presentation des resultats obtenus.........27
Section 1 : Le processus d'estimation du
modele................................27
A. L'analyse des
donnees............................................................27
B. Les differentes etapes de la demarche
econometrique............28
Section 2 : La présentation des
résultats............................................30
A. Le rappel du modele
estimé...................................................30
B. La présentation des
résultats.................................................31
Chapitre IV. L'interprétation des résultats
obtenus.............................33 Section 1 : La significativité
avérée de l'inflation
anticipée................33
A. La significativité de chacune des
variables............................33
B. La significativité globale des
variables...................................34
Section 2 : Les implications de l'inflation
anticipée............................35
A. L'ancrage des anticipations des agents
privés........................35
B. Le role de l'inflation anticipée dans la
politique monétaire...36
Conclusion
générale............................................................................38
ANNEXE.............................................................................................41
Bibliographie......................................................................................49
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